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Universidade Federal do Rio de Janeiro Centro de Ciências da Saúde Instituto de Estudos em Saúde Coletiva
VIVIANE GOMES PARREIRA DUTRA
DESENVOLVIMENTO SOCIAL E MORTALIDADE POR CÂNCER DE CÓLON E RETO
NO BRASIL, 1996- 2013
Rio de Janeiro 2015
VIVIANE GOMES PARREIRA DUTRA
DESENVOLVIMENTO SOCIAL E MORTALIDADE POR CÂNCER DE CÓLON E RETO
NO BRASIL, 1996- 2013
Tese apresentada ao Programa de Pós-graduação
em Saúde Coletiva do Instituto de Estudos em Saúde
Coletiva, da Universidade Federal do Rio de Janeiro,
como requisito à obtenção do título de Doutor em
Saúde Coletiva.
Orientador: Dr. Raphael Mendonça Guimarães
Rio de Janeiro 2015
D978 Dutra, Viviane Gomes Parreira. Desenvolvimento social e mortalidade por câncer de cólon e reto no
Brasil, 1996- 2013 / Viviane Gomes Parreira Dutra. – Rio de Janeiro: UFRJ / Instituto de Estudos em Saúde Coletiva, 2015.
76 f.; 30 cm. Orientador: Raphael Mendonça Guimarães. Tese (Doutorado) - Universidade Federal do Rio de Janeiro, Instituto de
Estudos em Saúde Coletiva, Programa de Pós-Graduação em Saúde Coletiva, 2015.
Inclui bibiografia.
1. Neoplasias do colo - Mortalidade. 2. Neoplasias retais - Mortalidade.
3. Desenvolvimento econômico - Brasil. 4. Desenvolvimento da comunidade.
I. Guimarães, Raphael Mendonça. II. Universidade Federal do Rio de
Janeiro, Instituto de Estudos em Saúde Coletiva. III. Título.
CDD 614.59994347
VIVIANE GOMES PARREIRA DUTRA
Desenvolvimento social e mortalidade por câncer de cólon e reto
no Brasil, 1996- 2013
Tese apresentada ao Programa de Pós-graduação
em Saúde Coletiva do Instituto de Estudos em Saúde
Coletiva, da Universidade Federal do Rio de Janeiro,
como requisito à obtenção do título de Doutor em
Saúde Coletiva.
Aprovada em:__/__/____
Banca Examinadora da Qualificação
_________________________________
Raphael Mendonça Guimarães IESC/UFRJ
_________________________________ Andréia Rodrigues Gonçalves Ayres
HUGG/UNIRIO
_________________________________ Raquel de Souza Ramos
INCa/MS
_________________________________ Valéria Saraceni,
SMS/RJ
_________________________________ Márcia Gomide da Silva Mello
IESC/UFRJ
AGRADECIMENTOS
A Deus, que me deu forças para enfrentar e vencer todas as barreiras e me permitir
este momento;
Ao meu orientador Raphael Mendonça Guimarães por sua contribuição a este
trabalho, por me mostrar que orientadores podem ser parceiros e por acreditar em
mim, mesmo quando tudo parecia estar perdido. Já se vão alguns anos... Desde o
mestrado com sua ajuda para retirar o porco, escolhemos seguir juntos. Desde
Brasília quando me viu vencer, mas também me fez enxergar que era hora de voltar
para casa. Desde sempre estaremos nos impulsionando, trocando juras de amor e
brigando quando necessário ou não.
Aos meus queridos pais, pelo amor incondicional e por toda confiança depositada em
mim. A minha mãe que sempre arrumava um jeitinho de me animar com os causos
hilários que só ela passa... Pelos telefonemas carinhosos e acalentadores nos finais
de semana intermináveis de produção desta tese.
Ao meu marido Herval pelo incentivo e por me fazer feliz. Obrigada pela companhia
nas madrugadas de estudo, por entender minha ausência nesse período, por
compartilhar meus sonhos e torná-los realidade. Sempre paciente e dedicado a mim
desde o mestrado...
À minhas irmãs, que me faziam descontrair nos finais de domingo. Por me
proporcionarem ser tia, que me deram duas pessoinhas que eu amo (Giulia e Mariah),
e que mesmo toda enrolada, fazia questão de tê-las por perto.
À Valéria Saraceni, amiga querida, que me acolheu na minha volta ao Rio de Janeiro,
aconselhando-me desde o início desta trajetória, dando exemplo de profissionalismo
e generosamente contribuindo para a formação deste trabalho.
À toda equipe do SEVS, por segurar as pontas neste período árduo, por ouvir minhas
angústias e maluquices, por todos os ensinamentos mesmo quando eu achava que
não entraria mais nada na minha cabeça.
À Andréia, Márcia, Raquel e Valéria, por aceitarem com tanto carinho, pertencer à
minha banca.
A todos que direta ou indiretamente contribuíram para este trabalho.
RESUMO
Esta tese teve como objetivos descrever o padrão de distribuição da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e regiões, por sexo e comparar o padrão de mortalidade por câncer de cólon e reto e sua correlação de acordo com o perfil de desenvolvimento social das cidades brasileiras de grande porte. Para atender a esses objetivos, foram utilizados dados de óbitos por esta neoplasia ocorridos no Brasil no período de 1996 a 2013 e os dados de indicadores sociais a partir do Atlas do Desenvolvimento Humano no Brasil. Foi realizada regressão polinomial para avaliar a tendência temporal da razão dos coeficientes de mortalidade entre os sexos masculino e feminino e para calcular o incremento anual da razão de sexos (APC), bem como a variação dos últimos 5 e 10 anos (AAPC), utilizou-se o método Joinpoint. Além disso, os municípios brasileiros com mais de 100 mil habitantes, foram caracterizados segundo o perfil dos indicadores utilizados através de análise classificatória multivariada de agrupamento pelo método K-means, para definir o centro dos grupos, formando dois grupos distintos, que delimitaram diferentes perfis de desenvolvimento. Para efetuar as análises do estudo foi utilizado o pacote estatístico SPSS 19.0 for Windows. Observou-se, na análise da série de 18 anos, que há uma tendência crescente e estatisticamente significativa de mortalidade no Brasil e nas suas regiões para homens e mulheres (R2 = 0,91; p < 0,001). Os resultados por Joinpoint não apresentaram inflexões para as regiões brasileiras, porém a mudança percentual anual (APC) de mortalidade específica por câncer de cólon e reto para o sexo masculino nas regiões Norte (APC= 5,41, IC 95% 4,85-5,96) e Nordeste (APC= 5,41, IC 95% 5,04-5,78) foi maior que nas regiões Sul (APC= 1,86, IC 95% 1,49-2,24) e Sudeste (APC= 1,56, IC 95% 1,34-1,79). Ao analisar o agrupamento das cidades através do levantamento dos indicadores socioeconômicos por região, verificou-se que as regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste concentraram mais de 80% das cidades no Grupo A, sendo este grupo o que possui população com melhor desenvolvimento humano (IDH=0,801), menor coeficiente de Gini, maior grau de urbanização e menor desnível de renda. A taxa de mortalidade por esta neoplasia mostrou-se diretamente proporcional ao valor do IDH municipal, e ao grau de urbanização e inversamente proporcional ao indicador de desigualdade e a razão de renda (p<0,001). Esta tese aponta os seguintes achados: todas as regiões geográficas brasileiras apresentaram incremento nas taxas de mortalidade, porém as regiões Norte e Nordeste registraram a maior velocidade de incremento das taxas, apesar de registrar as menores taxas de mortalidade. Este resultado sustenta a desigualdade entre as regiões e pode estar relacionado a menor oferta dos serviços de saúde, o que pode levar ao diagnóstico tardio, demora no início do tratamento e pior prognóstico; e ainda que há diferença no padrão de mortalidade por câncer de cólon e reto nos municípios de grande porte brasileiros, onde observou-se maior média entre os municípios com as melhores condições socioeconômicas. Portanto, recomenda-se considerar as disparidades sociais para garantir a equidade na gestão de políticas de saúde, com vistas à redução das iniquidades, através da redistribuição da oferta de serviços preventivos e diagnósticos, para reduzir a carga de doença atribuível ao câncer colorretal. Palavras-chave: Mortalidade. Neoplasia do cólon. Indicadores sociais.
ABSTRACT
This thesis aimed to describe the pattern of distribution of mortality from colorectal cancer in Brazil and regions, by sex and compare the pattern of mortality from colorectal cancer and its correlation according to the social development profile of large cities in Brazil. To meet these objectives for this cancer death data were used occurred in Brazil from 1996 to 2013 and social indicators data from the Atlas of Human Development in Brazil. Polynomial regression was performed to evaluate the temporal trend of the ratio of the mortality rates among males and females and to calculate the annual increase in the sex ratio (APC), as well as the variation of the last 5 and 10 years (AAPC), used if the Joinpoint method. In addition, the municipalities with over 100 thousand inhabitants, were characterized according to the profile of the indicators used by multivariate classification cluster analysis by K-means method to set the center of the groups, forming two distinct groups, which delimited different profiles of development. To make the analysis of the study used statistical packages SPSS 19.0 for Windows. It was observed in the analysis of the number 18, there is a growing and statistically significant trend of mortality in Brazil and its regions for men and women (R2 = 0.91; p <0.001). Earnings per Joinpoint showed no inflections for Brazilian regions, but the annual percentage change (APC) specific mortality from colorectal cancer for males in the North (APC = 5.41, 95% CI 4,85- 5.96) and Northeast (APC = 5.41, 95% CI 5.04 to 5.78) was higher than in the South (APC = 1.86, 95% CI 1.49 to 2.24) and Southeast (APC = 1.56, 95% CI 1.34 to 1.79). By analyzing the grouping of cities across the survey of socio-economic indicators by region, it was found that the Southeast, South and Midwest concentrated over 80% of the towns in Group A, with this group which has population with better human development (HDI = 0.801), lower Gini coefficient, the greater degree of urbanization and lower income gap. The death rate from this cancer was directly proportional to the amount of municipal HDI, and the degree of urbanization and inversely proportional to the inequality index and the ratio of income (p <0.001). This thesis suggests the following findings: all geographical regions present increase in mortality rates, but the North and Northeast had the highest rates of increase in speed, despite registering the lowest mortality rates. This result supports the inequality between regions and may be related to lower supply of health services, which can lead to late diagnosis, delay in starting treatment and poor prognosis; and although there are differences in the pattern of mortality from colorectal cancer in the municipalities of large-sized Brazilian, where there was a higher average among the municipalities with the best socioeconomic conditions. Therefore, it is recommended to consider the social disparities to ensure equity in health policy management, in order to reduce inequities through redistribution offering preventive and diagnostic services, to reduce the burden of disease attributable to colorectal cancer. Keywords: Mortality. Colonic Neoplasms. Social Indicators.
SUMÁRIO Página
Agradecimentos v
Resumo vi
Abstract vii
INTRODUÇÃO 7
JUSTIFICATIVA 9
OBJETIVOS 10
Objetivo geral 10
Objetivos específicos 10
Capítulo 1: REVISÃO DE LITERATURA 11
1.1. Panorama do câncer de cólon e reto no mundo e no Brasil 11
1.2. Fatores associados ao câncer de cólon e reto 12
1.2.1 Fatores hereditários e familiares 12
1.2.2 Atividade física 13
1.2.3 Consumo de álcool 14
1.2.4 Tabagismo 15
1.2.5 Fatores da dieta 16
1.3. Desenvolvimento econômico no Brasil 19
1.4. Transição de câncer no Brasil: análise a partir do desenvolvimento 20
Capítulo 2: MATERIAIS E MÉTODOS 24
2.1 Delineamento, População de Referência e Fonte de dados 24
2.2 Procedimentos de Operacionalização 24
2.2.1 Análise da série temporal da taxa de mortalidade 24
2.2.2. Análise de relação entre a mortalidade por câncer colorretal e
desenvolvimento social
28
2.3 Aspectos éticos 31
Capítulo 3: RESULTADOS 32
Artigo 1: Evolução da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e regiões, segundo sexo, 1996-2013.
32
Artigo 2: Diferenciais socioeconômicos e mortalidade por câncer de cólon e reto em cidades de grande porte no Brasil
53
Capítulo 4: CONSIDERAÇÕES FINAIS 70 REFERENCIAS 72
7
INTRODUÇÃO
Transformações sociais e econômicas têm ocorrido no Brasil e no mundo, nos
últimos 30 anos, em decorrência da crescente urbanização e industrialização,
traçando um novo perfil demográfico e epidemiológico, com redução das taxas de
mortalidade por doenças infecciosas e aumento da mortalidade por doenças crônicas
não transmissíveis (PEREIRA et al, 2011).
No contexto de transição epidemiológica no Brasil, observa-se a disparidade
dos indicadores de saúde entre as regiões Sul, Sudeste e Nordeste, configurando uma
polarização geográfica; com a existência de regiões com padrões de saúde
comparáveis aos dos países desenvolvidos e outras com índices de mortalidade
comparáveis aos dos países mais pobres do hemisfério sul (ARAÚJO, 2012).
Neste período de transição, podem-se observar tanto as neoplasias
relacionadas à pobreza, tais como do colo do útero, pênis, estômago e cavidade oral,
quanto às neoplasias de maior magnitude em países desenvolvidos, como de pulmão,
mama, próstata e colorretal (INCA, 2014).
O câncer de cólon e reto é o terceiro câncer mais comum no mundo, tendo sido
responsável por cerca de 1,4 milhões de casos novos em 2012, sendo diagnosticados
746.000 casos em homens e 614.000 nas mulheres (FERLAY et al, 2013).
Em relação à incidência desta neoplasia no Brasil, a estimativa do Instituto
Nacional de Câncer (INCA) para 2015, é de que o câncer colorretal acometerá 15.070
homens e 17.530 em mulheres, consistindo na terceira e segunda localização
anatômica, respectivamente. Dentre as regiões brasileiras, a Sudeste apresentou a
mais elevada taxa padronizada de incidência de câncer de cólon e reto para o sexo
masculino (22,67/100.000) e feminino (24,56/100.000). As menores taxas
padronizadas de incidência foram observadas na região Norte, com (4,48/100.000) e
(5,30/100.000), respectivamente, entre os homens e as mulheres (INCA, 2014).
Mesmo diante de evidenciados avanços em diagnóstico e tratamento, a
mortalidade por essa neoplasia permanece elevada, de modo que sua sobrevida
média global em cinco anos é relatada em torno de 55% em países desenvolvidos e
de 40% para países em desenvolvimento (INCA, 2012).
Diversos estudos têm evidenciado a estreita relação entre estilo de vida, fatores
ambientais e predisposição genética na etiopatogenia do câncer colorretal, tais como:
consumo reduzido de fibras, consumo excessivo de carne vermelha e carnes
8
processadas; uso excessivo de álcool, tabagismo, gordura corporal e abdominal e
sedentarismo. Outros fatores de risco são a história familiar de câncer colorretal,
predisposição genética ao desenvolvimento de doenças crônicas do intestino e a
idade avançada, pois tanto a incidência quanto a mortalidade aumentam com a idade,
representando uma importante causa de morbidade e mortalidade neste grupo etário
(WOLIN et al, 2009; YOU et al, 2012; RÊGO et al, 2012).
Neste estudo, foi analisada a tendência de mortalidade por câncer de cólon e
reto no Brasil e em suas regiões geográficas, considerando o efeito do tempo na
evolução das taxas; e ainda foi realizada uma análise para avaliar a relação entre a
mortalidade por este tipo de neoplasia e as condições de desenvolvimento social das
cidades brasileiras de grande porte, utilizando os indicadores sociais como indicador
de condição socioeconômica.
9
JUSTIFICATIVA
Apesar dos esforços para controlar a incidência e mortalidade por câncer de
cólon e reto, esta neoplasia ainda é considerada como um problema de saúde pública
no Brasil e no mundo, devido à sua magnitude e ao seu impacto na qualidade de vida
da população. A detecção precoce e seu tratamento adequado constituem as
ferramentas principais para o controle da incidência e mortalidade por esta neoplasia.
No entanto, existe uma diferença considerável nos padrões de mortalidade
dentre as regiões do país, devido a fatores ainda não muitos bem estabelecidos.
Poucos são os estudos no Brasil que avaliaram a contribuição das variáveis
socioeconômicas na evolução da mortalidade do câncer colorretal. Portanto, a
realização de estudos que busquem contribuir para a compreensão das
desigualdades regionais provocadas por diferenças no desenvolvimento no Brasil
assume grande relevância, pois podem vir a contribuir para o controle desta neoplasia,
no sentido de descentralizar as ações de forma que elas se tornem mais efetivas.
Os estudos ecológicos visam analisar as diferenças na ocorrência de agravos à
saúde em populações distintas ou em uma mesma população em períodos de tempo
diferentes e correlacionar à distribuição de fatores e/ou características nessas
populações (SUSSER, 1994).
O conhecimento epidemiológico sobre a mortalidade por essa neoplasia é
importante para subsidiar o planejamento de políticas de prevenção e controle
eficazes para a detecção precoce, tratamento e reabilitação.
10
OBJETIVOS
Objetivo geral
Analisar a mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil de acordo com o
desenvolvimento social, no período de 1996 a 2013.
Objetivos específicos
Analisar a tendência temporal da mortalidade por câncer de cólon e reto no
Brasil e em suas regiões geográficas, no período de 1996-2013;
Comparar o padrão de mortalidade por câncer de cólon e reto e o perfil de
desenvolvimento social das cidades brasileiras de grande porte, no período de
2010 a 2013.
11
CAPÍTULO 1
REVISÃO DE LITERATURA
1.1 PANORAMA DO CÂNCER DE CÓLON E RETO NO MUNDO E NO BRASIL
O câncer de cólon e reto é o terceiro câncer mais comum no mundo, tendo sido
responsável por cerca de 1,4 milhões de casos novos em 2012, sendo diagnosticados
746.000 casos em homens e 614.000 nas mulheres (FERLAY et al, 2013).
As maiores taxas de incidência por essa patologia foram observadas em países
mais desenvolvidos e industrializados, como nos Estados Unidos, Austrália e em
alguns países da Europa, enquanto que as menores taxas, na África, Índia e América
do Sul (WHO, 2008).
A sobrevida para este tipo de neoplasia está fortemente vinculada a fase de
diagnóstico. Quando o tumor é diagnosticado em uma fase assintomática, observa-se
um índice de sobrevida de cinco anos entre 90% dos casos, porém quando a
neoplasia encontra-se restrita à parede intestinal esta sobrevida é relatada somente
entre 70% dos casos (ICO, 2009).
Mesmo diante de avanços em diagnóstico e tratamento, a mortalidade por essa
neoplasia permanece elevada, de modo que sua sobrevida média global em cinco
anos é relatada em torno de 55% em países desenvolvidos e de 40% para países em
desenvolvimento (INCA, 2012). Esse contexto pode estar relacionado a dificuldade de
acesso aos serviços de diagnóstico e tratamento do câncer de cólon e reto, a que
estão submetidos os pacientes dos países mais pobres (GONÇALVES et al, 2007).
A Europa apresenta variações nas tendências de mortalidade por câncer
colorretal. Na União Europeia entre 1997 e 2007 a mortalidade por câncer colorretal
diminuiu cerca de 2% ao ano, de 19,7 para 17, 4/100.000 para os homens e de 12,5
a 10,5/100.000 entre as mulheres. Em 2007 as maiores taxas da União Europeia
foram observadas na Eslováquia, Hungria, Croácia, República Checa e Eslovênia em
homens (acima de 25/100.000) e na Hungria, Noruega, Dinamarca e Eslováquia em
mulheres (acima de 14/100.000) (BOSETTI et al, 2011).
Nos Estados Unidos este tipo de neoplasia é a terceira maior causa de
morte por câncer em homens e mulheres. Entretanto, as taxas de mortalidade têm
diminuído nas últimas décadas, e entre os anos de 2003 e 2007 houve uma redução
de 3% ao ano. Esta diminuição acelerada tem sido relacionada a adesão aos
12
programas de rastreamento, e estas reduções são projetadas para o futuro se a
triagem e tratamento permanecerem, mas estas tendências poderiam ser mais
favoráveis se houvesse maior cobertura de rastreio e detecção deste tipo de neoplasia
(EDWARDS et al, 2010).
Quanto a distribuição das taxas de mortalidade por este tipo de neoplasia nas
regiões brasileiras, estudos evidenciaram aumento crescente, destacando-se as
regiões Sul e Sudeste, que apresentaram taxas semelhantes àquelas de países
altamente industrializados (NEVES et al, 2005; VASQUES E PERES, 2010; SILVA et
al, 2011).
Em um estudo conduzido com o objetivo de predizer a mortalidade por câncer
colorretal no Brasil e em suas regiões geográficas, até o ano de 2025, foram
verificados aumentos significativos nas taxas de mortalidade, com tendência
ascendente até o ano de 2025. Em relação ao sexo, as previsões para os homens
indicam aumento das taxas de mortalidade tanto ao nível nacional e por regiões
geográficas, com exceção da região Sul, e já nas mulheres, as taxas crescentes são
esperados para o país em geral e para as regiões Norte, Nordeste e Centro-Oeste,
enquanto as taxas decrescentes são esperadas para as regiões Sudeste e Sul
(SOUZA et al,2014).
Ao contrário de alguns países desenvolvidos, como nos Estados Unidos, no
Brasil ainda não estão implantados programas populacionais de rastreamento para
câncer de cólon e reto, sendo recomendada como estratégia de diagnóstico precoce
a divulgação ampla dos sinais de alerta para a população e profissionais de saúde,
acesso imediato aos procedimentos de diagnóstico e tratamento adequado e oportuno
(BRASIL, 2010).
1.2. FATORES ASSOCIADOS AO CÂNCER DE CÓLON E RETO.
1.2.1 Fatores hereditários e familiares
Cerca de 80% dos pacientes desenvolvem câncer de cólon e reto de forma
esporádica, no entanto para 20% há uma susceptibilidade hereditária à neoplasia (YU
et al, 2003).
A história familiar de câncer de cólon e reto aumenta o risco individual de duas a
quatro vezes (excesso de risco familiar) de desenvolvimento desta neoplasia em
ambos os sexos; porém depende diretamente do número de parentes afetados, do
13
grau de relacionamento dos parentes afetados e da idade ao diagnóstico
(JASPERSON et al, 2010).
As condições hereditárias que frequentemente estão associadas a esta neoplasia
têm sido classificadas em duas categorias: (1) polipose adenomatosa familiar (PAF),
uma doença autossômica dominante, caracterizada pela presença de numerosos
pólipos adenomatosos em todo trato gastrointestinal, sendo responsável por 5% dos
casos de câncer de cólon e reto; (2) câncer colorretal hereditário não polipose,
também é uma doença autossômica dominante, e incluem as síndromes Lynch I, que
é associada apenas ao tumor do intestino grosso e Lynch II, que está associada com
neoplasias em outros órgãos, usualmente de ovário e de endométrio. Indivíduos que
herdam esta mutação têm uma chance de aproximadamente 80% de desenvolvimento
deste tipo de neoplasia (TAYLOR et al, 2010).
Em um estudo de metanálise pesquisadores verificaram que familiares de
primeiro grau de indivíduos com adenoma ou câncer de cólon e reto são considerados
de alto risco para o desenvolvimento desta neoplasia (RR= 1,9; IC 95% 1,70-3,04),
sobretudo se o indivíduo afetado apresentar idade menor ou igual a 60 anos
(WINAWER et al, 2009).
Além dos fatores genéticos, os processos inflamatórios também estão envolvidos
na gênese do câncer colorretal. Desta forma, destacam-se as doenças inflamatórias
intestinais, como a doença de Crohn e a colite ulcerativa. O risco do desenvolvimento
desta neoplasia está relacionado com a idade de início da doença inflamatória
intestinal e da extensão da mucosa envolvida (CARNEIRO NETO et al, 2006).
1.2.2 Atividade física
O sedentarismo tem sido associado a um aumento do risco de câncer de cólon e
reto em ambos os sexos (SLATTERY, 2004).
A associação inversa significativa entre a prática de atividade física e o risco de
desenvolvimento de câncer de cólon e reto é plausível e apoiada por vários
mecanismos biológicos, dentre estes: estímulo a peristalse e consequente redução do
tempo de trânsito intestinal das fezes, melhora do sistema imunológico, redução dos
níveis de insulina, redução da obesidade e elevação dos níveis de prostaglandina F
na circulação (SPENCE, 2009).
Em uma revisão sistemática para avaliar a associação entre atividade física e
risco de câncer colorretal entre a população japonesa, foi observado que a atividade
14
física, provavelmente, diminui o risco de câncer colorretal entre esta população.
Dentre os estudo de coorte, os autores observaram que os homens apresentaram
associação protetora mais forte entre atividade física e este tipo de neoplasia, quando
comparados com as mulheres. Uma possível explicação para estes achados, pode
ser o fato de homens e mulheres diferirem em termos de quantidade, intensidade e
duração dos exercícios (PHAM et al, 2012).
Evidências epidemiológicas sugerem que 30-60 min por dia de
atividade física moderada a vigorosa intensidade são necessárias
para reduzir o risco de câncer de cólon (LEE, 2003).
Em um estudo de coorte prospectiva realizado em seis países da Europa para
investigar a relação entre obesidade e risco de câncer de cólon e reto em adultos de
20 a 50 anos, observou que a cada peso ganho anualmente esteve associado a um
risco de 60% de desenvolver câncer de cólon (IC 95% 1,20-2,09) (ALEKSANDROVA
et al, 2013).
1.2.3 Consumo de álcool
O mecanismo pelo qual o álcool participaria na carcinogênese do câncer colorretal
ainda permanece incerto, embora possíveis hipóteses incluam: alteração do
metabolismo do folato, efeito genotóxico do acetaldeído e aumento dos níveis de
estrogênio (FERRARI et al, 2007).
O consumo de álcool pode levar a redução da capacidade do organismo em
absorver o ácido fólico, vitamina presente em frutas e vegetais, já que este
micronutriente participa da síntese, reparo e metilação do DNA. Níveis baixos de ácido
fólico podem desempenhar um papel importante no risco do câncer colorretal (CHO
et al, 2004).
Um estudo caso-controle com 250 casos e 250 controles, de ambos os sexos
residentes na região de Attica, na Grécia, analisou a relação entre câncer colorretal e
a quantidade e tipo de álcool consumido. Os autores observaram que a alta ingestão
de álcool (mais de 48 g/dia) foi associado significativamente a um aumento da chance
de desenvolvimento de câncer colorretal em homens (OR= 3,45, IC 95% 1,35-8,83)
(KONTOU et al, 2012).
Em outro estudo caso-controle de base populacional, com 185 casos e 210
controles, realizado no Sudeste da Sibéria para avaliar os fatores de risco de câncer
colorretal entre esta população, verificaram que a ingestão de álcool apresentava uma
15
razão de chances ajustada de mais de oito vezes (ORaju= 8,73, IC 95% 5,49-13,87)
de desenvolvimento desta neoplasia quando comparados com os que não faziam
ingestão de bebida alcóolica (ZHIVOTOVSKIYE et al, 2012).
Em um estudo de revisão sistemática realizado para explorar o consumo de
bebidas alcoólicas e o risco de câncer de cólon e reto, pesquisadores concluíram que
homens que consomem de 2 a 3 doses de álcool por dia apresentaram risco maior de
desenvolver este tipo de neoplasia quando comprados com os que não consomem ou
o fazem ocasionalmente de (RR= 1,24, IC 95% 1,12- 1,48). Para as mulheres o risco
foi menor (RR=1,08, IC 95% 1,03-1,13) (FEDIRKO et al, 2010).
1.2.4 Tabagismo
A atuação do fumo na carcinogênese do câncer de cólon e reto se dá
possivelmente através dos carcinógenos formados na queima do tabaco, os quais
podem chegar ao cólon através do sistema circulatório ou, até mesmo, pela ingestão
direta (ALEXANDROV et al,1996).
A queima do tabaco produz numerosos compostos genotóxicos, incluindo
aromáticos policíclicos hidrocarbonetos, aminas heterocíclicas, nitrosaminas e aminas
aromáticas (LIMSUI et al, 2010).
No Brasil, um estudo ecológico realizado em 10 capitais brasileiras com o objetivo
de examinar a associação entre dieta e as taxas de mortalidade para as principais
localizações de câncer, entre adultos com 30 anos ou mais, não encontrou relação
entre prevalência do hábito de fumar cigarros e as taxas de mortalidade por neoplasia
de cólon e reto (p = 0,70) (SICHIERI et al, 1996).
Em um estudo caso-controle pareado com o objetivo de indentificar metabólitos
que representam os hábitos tabágicos e investigar sua associação com câncer
colorretal, foram comparados 255 casos de câncer cólon retal e 254 controles com
outras localizações de câncer. A chance de desenvolver câncer colorretal foi de 1,9
vezes maior entre os que relataram tabagismo atual de qualquer tipo de tabaco
(OR=1,9, IC 95% 1,02-3,54). Já os indivíduos com níveis detectáveis de
hidroxicotinina tiveram um aumento do risco de câncer colorretal em comparação com
aqueles com níveis indetectáveis (OR = 2,68, IC 95% 1,33-5,40). (CROSS et al, 2014).
Para examinar a associação entre o tabagismo e a incidência de câncer de
cólon e reto entre as norueguesas, foi desenvolvido um estudo de coorte prospectiva,
com mulheres de idade entre 30 e 69 anos, no período de 1991 a 1998. As mulheres
16
fumantes apresentaram um risco 20% maior de desenvolver esta neoplasia (RR = 1,2,
95% IC 1,0-1,5). A fração atribuível populacional foi estimada em 12%, o que indicou
que aproximadamente um em oito dos casos de câncer de cólon e reto poderiam ter
sido evitados ao nível da população (GRAM et al,2009).
1.2.5 Fatores da dieta
Estudos epidemiológicos realizados em diversos países têm apontado que a
adoção de hábitos saudáveis podem contribuir para a ausência e/ou redução de casos
de doenças. Por outro lado, os hábitos alimentares e os vários componentes dietéticos
exercem um papel importante na etiologia do câncer e, atualmente, são bastante
estudados como fatores de proteção ou de risco para neoplasia (WHO, 1997).
A renda familiar é um fator determinante para o estado nutricional, pois impacta
diretamente na aquisição de frutas, legumes e verduras. Dados da Pesquisa de
Orçamento Familiar (POF) 2008-2009 apontam que existe uma relação inversa entre
o preço e a quantidade adquirida de frutas, legumes e verduras e uma relação direta
entre renda e aquisição destes alimentos (IBGE, 2010).
As mudanças observadas no consumo alimentar no Brasil, com especial
destaque para o aumento da densidade energética, maior consumo de carnes, leite e
derivados ricos em gorduras e redução do consumo de cereais, frutas, verduras e
legumes, constituem um importante fator de risco para o desenvolvimento das
doenças crônicas (MONTEIRO et al, 2000).
Em uma revisão sistemática para analisar os fatores de risco de câncer de cólon
e reto na China, observou-se que o consumo de fibras dietéticas tem um papel protetor
contra o câncer de cólon e reto (OR= 0,8) (CHEN et al, 2003).
Alguns mecanismos têm sido relacionados a função das fibras no processo de
carcinogênese. Um deles é o efeito fisiológico e mecânico das fibras, que fazem com
que as fezes aumentem de volume e isso facilitaria a retirada dos carcinógenos,
reduzindo o tempo de contato desses agentes com a mucosa do intestino. Outro
mecanismo está relacionado com a propriedade físico-química da fibra de se ligar aos
ácidos biliares, reduzindo a absorção de lipídios. O terceiro meio leva em conta a
capacidade da fibra dietética servir como substrato para fermentação das bactérias
presentes no cólon, contribuindo para o aumento da massa bacteriana e, para
aumento do volume das fezes, que leva à produção de ácidos graxos de cadeia curta
17
(acetato, propionato e butirato), alterando o pH e a microflora intestinal, exercendo
efeitos fisiológicos benéficos (HOWE et al, 1992).
Em uma revisão de estudos caso-controle realizados no norte da Itália, entre
os anos de 1983 e 1998, para avaliar os diversos aspectos da dieta mediterrânea no
desenvolvimento de cânceres epiteliais, verificou-se que o maior tercil de consumo de
grãos refinados estava associado com o aumento da estimativa de risco para o
desenvolvimento de câncer de cólon e reto. Por outro lado, a ingestão de grãos
integrais foi relacionada a um risco reduzido deste tipo de neoplasia (LA VECCHIA,
2004).
Em uma revisão com 13 estudos de coorte prospectivas de dieta e câncer
conduzido com homens e mulheres que foram acompanhados entre 6 a 20 anos de
estudo, para avaliar a associação entre a ingestão de fibra alimentar e risco de câncer
colorretal, observou-se uma associação inversa significativa para o maior quintil de
consumo de fibras no modelo ajustado à idade (RR = 0,84, IC 95% 0,77-0,92). No
entanto, após o ajuste por outros fatores de risco alimentares, a ingestão elevada de
fibras perdeu a significância (AUNE et al, 2011).
Apesar de muitos estudos epidemiológicos avaliarem a ingestão das fibras
dietéticas e seu papel no desenvolvimento no câncer de cólon e reto, outros
componentes da dieta, como o tipo e a quantidade de lipídios ingeridos, a quantidade
de calorias, proteínas, vitamina A, vitamina D e cálcio são também importantes.
Uma série de estudos epidemiológicos para explorar as associações entre
fatores de risco e incidência para câncer colorretal, cientistas concluíram que o
consumo de cinco ou mais porções de carne vermelha por semana está associado a
um risco moderado (RR = 1,13, IC 95% 1,09-1,16). O alto consumo de frutas (RR=
0,85, IC 95% 0,75-0,96) e vegetais (RR = 0,86, IC 95% 0,78-0,94) três ou mais vezes
por dia, está associado inversamente ao risco de desenvolver esta neoplasia
(JOHNSON et al, 2013).
Um estudo ecológico realizado em 10 capitais brasileiras também demonstrou
que dietas ricas em gorduras estão correlacionadas com mortalidade por câncer de
cólon e reto (β=0,27; p=0,0006, ajustado por idade). No mesmo trabalho, também se
observou uma correlação entre a mortalidade por esta neoplasia e o conteúdo
energético elevado da dieta (β=0,19; p=0,001), ingestão de mate (β=0,35; p=0,0002)
e consumo de cereais (β=0,97; p=0,001).
18
Em um estudo conduzido para avaliar quantitativamente a relação entre a
ingestão de energia e a incidência de câncer colorretal, foi observada uma associação
inversa e significativa entre a ingestão de energia e incidência destes tipos de
neoplasias. Nas análises de subgrupos, o alto consumo de energia foi associado com
uma redução do risco de câncer colorretal (RR= 0,90, IC 95% 0,81-0,99) (YU et al,
2012).
Em uma metanálise de estudos observacionais realizada para avaliar a
associação entre o consumo de vegetais crucíferos e o desenvolvimento de câncer
colorretal, os autores concluíram que existe uma associação inversa e significante
entre o consumo de vegetais crucíferos e o desenvolvimento desta neoplasia. Ao
avaliar separadamente os efeitos do consumo de repolho e brócolis, os resultados
foram semelhantes (WU et al, 2013).
Dados da última Pesquisa sobre Orçamentos Familiares 2008-2009
apontaram diferenças regionais relevantes em relação ao padrão da dieta dos
brasileiros. A região Sul apresentou o menor percentual do País de consumo de
cereais, leguminosas e oleaginosas (5,5%), enquanto os maiores percentuais
ocorreram nas Regiões Nordeste (10,3%) e Centro-Oeste (10,2%). Já a região
Sudeste teve o maior percentual de consumo de alimentos industrializados (3,5%),
equivalente ao dobro do encontrado na Região Nordeste (1,7%) (IBGE, 2010).
Em outubro de 2015, cientistas de dez países se reuniram na Agência
Internacional para Pesquisa sobre Câncer (IARC), e concluíram, após a análise de
mais de 800 estudos publicados em todo o mundo, sobre a carcinogenicidade do
consumo de carne vermelha e carne processada (IARC, 2015). A proporção da
população que consome carne vermelha varia em todo o mundo, de menos de 5% até
100%, e esta magnitude varia de acordo principalmente com dois fatores: a cultura
local e o poder aquisitivo da população, que a permite ter acesso a este tipo de
produto, que em geral é mais caro que outros itens da dieta, como farináceos e
leguminosas (BOUVARD et al, 2015).
Estas características dos padrões de consumo devem ser consideradas na
avaliação das diferenças encontradas nas taxas de mortalidade por câncer de
cólon/reto entre as regiões e brasileiras, já que as regiões Sul e Sudeste, quando
comparadas às demais, apresentam provavelmente, estilos de vida que poderiam
levar ao maior risco de desenvolvimento desta neoplasia, como o baixo consumo de
fibras e o alto teor de lipídios na dieta.
19
1.3. DESENVOLVIMENTO ECONÔMICO NO BRASIL
O Brasil é considerado um país complexo, por apresentar ao mesmo tempo
características de países desenvolvidos para uma parte da população, enquanto que
outros permanecem exilados de toda a riqueza produzida no país. Porém, nos últimos
anos, mesmo diante deste cenário de desigualdade social, pode ser verificado o
aumento da expectativa de vida do brasileiro, com o aumento do número de habitantes
da população com 60 anos ou mais (CAMPOLINA, 2013).
Projeções do IBGE apontam que para o ano de 2025, o Brasil será o sexto país
com a maior população de pessoas de 60 anos ou mais no mundo, porém as
condições sociais e de saúde não conseguiram acompanhar os avanços na
expectativa de vida dos brasileiros.
De acordo com os dados da Pesquisa Nacional por Amostra de Domicílios
(PNAD), a desigualdade na distribuição de renda no Brasil apresentou uma
substancial queda nos últimos anos, porém continua muito elevada em comparação
com outros países (IPEA, 2008). Organismos internacionais (Banco Mundial,
Organização Mundial da Saúde) têm apontado que, sem que haja uma redução
significativa nas inequidades sociais, não será possível alcançar melhoras no quadro
global de saúde da população (CARMO et al, 2003).
Apesar das transformações econômicas no Brasil, com aumento da riqueza
produzida e modernização da economia, com a elevação do PIB per capita que
passou de 2.060 dólares, em 1960, para 5.720 dólares em 2006, não foi possível
observar uma melhoria na renda das famílias brasileiras. Mesmo com o avanço da
economia no país, as regiões ainda apresentam grandes disparidades em relação a
indicadores de emprego e de saúde. Em 2006, cerca de 23% das famílias na Região
Nordeste tinham uma renda per capita inferior a até um quarto do salário mínimo,
enquanto esse percentual era de 5,5% na Região Sul. Da mesma forma, a proporção
de pobres na população nordestina, em 2005, era cerca de três vezes maior que a do
Sul. Mesmo com as melhorias relacionadas à valorização do salário mínimo e aos
programas de transferência de renda intensificados nos últimos anos, a distribuição
de renda no Brasil continua entre as piores do mundo (PNUD, 2006).
Os avanços e contradições no desenvolvimento econômico e social das últimas
décadas também puderam ser observados na situação de saúde demonstrando o fato
de que a distribuição de saúde e doença em uma sociedade não é aleatória, estando
20
associada à posição social, que por sua vez define as condições de vida e trabalho
dos indivíduos e grupos (BRASIL, 2006).
As capitais brasileiras que experimentavam mais precocemente mudanças na
estrutura etária, urbanização e desenvolvimento foram as que propiciaram também,
de forma mais rápida, as condições para o crescimento das doenças crônicas não
transmissíveis (CESSE, 2007).
As tendências positivas observadas nas últimas décadas com relação à renda,
escolaridade e saúde se expressam na evolução do índice de desenvolvimento
humano (IDH), do Programa das Nações Unidas para o Desenvolvimento (PNUD),
que passou de 0,55 em 1980 para 0,73 em 2012 (PNUD, 2012).
1.4. TRANSIÇÃO DE CÂNCER NO BRASIL: ANÁLISE A PARTIR DO
DESENVOLVIMENTO
O estudo do câncer e sua distribuição demográfica refletem as condições de
vida das populações e do desenvolvimento da sociedade. Alguns fatores têm
interferido diretamente na configuração epidemiológica do câncer, tal como a
expectativa de vida ao nascer, a composição etária e migração interna da população.
Diversos autores têm demonstrado a influência determinante desses fatores
sobre a morbidade, mortalidade, acesso aos programas preventivos e tratamento,
indicando a necessidade do estudo destas relações (GOLDBERG, 2002).
Com o deslocamento populacional de uma região para outra, gerou-se um
incremento no processo de ocupação desenfreada dos grandes centros urbanos,
criando bolsões de miséria nas periferias das metrópoles brasileiras. Esse fato
expressa, de forma contundente, as diferenças regionais, as quais se consolidam com
exuberância nas áreas metropolitanas. Assim, os cânceres característicos de regiões
pobres passaram a integrar o perfil de morbimortalidade das cidades, constituindo-se,
então, um indicador de classes sociais em espaços comuns, convivendo nos gráficos
de incidência e mortalidade (KLIGERMAN, 1999).
Para se avaliar o nível de desenvolvimento socioeconômico e a qualidade de
vida das populações, o indicador de mensuração utilizado amplamente é o Índice de
Desenvolvimento Humano (IDH). Esse índice é a síntese de quatro indicadores, a
saber: PIB (Produto Interno Bruto) per capita, expectativa de vida, taxa de
alfabetização de pessoas com 15 anos ou mais, e taxa bruta de matrícula nos três
21
níveis de ensino. O Brasil possui uma variação considerável de IDH entre os estados
da federação, apresentando índices de 0,534 no Piauí a 0,869 no Rio Grande do Sul
e no Distrito Federal. Essas variações refletem as diferenças existentes relacionadas
com o acesso aos serviços de saúde e educação, bem como reflete a distribuição de
renda, a qualidade e as condições de vida das populações nessas áreas geográficas
(PNUD, 2006).
Pesquisadores avaliaram os padrões mundiais de carga de câncer, tanto em
termos de incidência e mortalidade, e previram cenários futuros em relação aos
diferentes níveis de desenvolvimento socioeconômicos, medidos usando o Índice de
Desenvolvimento Humano (IDH). Este estudo fornece uma boa explicação da teoria
da transição do câncer, e que serve tanto para fins de pesquisa e orientação na
definição de prioridades para o controle do câncer (BRAY et al, 2012).
A transição do câncer pode ser considerada como uma extensão ou a
conclusão da teoria de Omran da transição epidemiológica. No princípio desta teoria
se observa uma mudança no perfil de doenças infecciosas para as doenças não
transmissíveis, e neste sentido a teoria da transição do câncer experimenta uma
mudança de predominância dos casos de câncer ligados a infecções, para os
cânceres associados a fatores de risco que são principalmente não-infecciosos e
possivelmente relacionados a um estilo de vida ocidental. Em áreas de alto IDH na
Europa, quatro tipos de câncer (pulmão, mama, cólon e reto e próstata) são
responsáveis por quase a metade da carga total de incidência de câncer; nas áreas
de IDH médio, misturam-se altas taxas de câncer de pulmão, cólon e reto, estômago
e fígado; finalmente, em áreas com baixa IDH, os tipos de câncer mais frequentes
parecem ser os do colo do útero, o fígado, o sarcoma de Kaposi e linfoma de não-
Hodgkin, todos tipicamente com origem em agentes infecciosos (respectivamente,
HPV, vírus da hepatite B e C e HIV) (CLEGG et al, 2009).
Não foram encontrados estudos que tenham descritos a evolução das taxas de
mortalidade por câncer de cólon e reto com enfoque no desenvolvimento econômico
para uma comparação de achados no Brasil.
Nos estudos citados acima, são explorados o contexto do desenvolvimento
para explicar a dinâmica de incidência e mortalidade por tipos de cânceres
específicos; e neles fica clara a ideia de que o padrão de morbimortalidade por este
grupo de causas apresenta uma relação direta com o contexto socioeconômico (BRAY
et al, 2012; CLEGG et al, 2009).
22
Mais pontualmente, estes estudos mostram que, em 2008, a maior carga de
câncer estava concentrada em áreas de muito elevado IDH, que representavam quase
40% da carga de incidência global, apesar de ser responsável por apenas 15% da
população mundial; já em áreas com IDH baixo, a carga de câncer respondia por
apenas 2% da carga global de doenças, com uma população que representa cerca de
6% da população global (BRAY et al, 2012).
De forma semelhante, outros pesquisadores descrevem os achados sobre
disparidades para câncer auto referido, de acordo com o status socioeconômico
individual (SSE) e características demográficas para todos os cânceres combinados
e para sítios específicos (pulmão, mama, próstata, colo do útero e melanoma). Os
autores observaram que havia gradientes consistentes nas taxas de incidência para
os principais tipos de câncer, como de pulmão, mama feminina, próstata, colo do útero
e melanoma da pele; escolaridade, renda familiar e situação de pobreza. No período
de 1979-1998, os homens com ensino médio incompleto e aqueles com o ensino
médio completo tiveram razões de taxas de câncer de pulmão de 3,01 e 2,32,
respectivamente, quando comparados aos homens com ensino superior. Já o
gradientes educacionais em câncer de pulmão para as mulheres foi menor do que
para os homens. Para o câncer de próstata e de mama, a alta escolaridade foi
associada com maior incidência destas localizações, com razões de taxas,
respectivamente, de 1,26 e 1,35. Finalmente, em comparação com as pessoas com
ensino superior, aqueles com até o ensino médio tinham um risco reduzido de
melanoma da pele (razão de taxas = 0,55), mas um risco elevado para o câncer do
colo do útero (razão de taxas = 3,24) (CLEGG et al, 2009).
Um estudo destaca as disparidades na incidência, mortalidade e sobrevida de
câncer, em especial, ao câncer de mama, em relação a raça/etnia e pobreza no
município ou setor censitário de residência nos Estados Unidos. Foram utilizados
quatro grupos de área socioeconômica, com base no percentual de pobreza no
município de residência (<10, 10-15, 15-20, >20%) e cinco grupos étnico-raciais
(brancos, negros, asiáticos, índios e latino-americanos). Os autores observaram que,
de 1987 a 2004, as disparidades de área socioeconômica diminuíram de 20% a 30%
para a incidência, e em cerca de 100% de mortalidade. Em contraste, as disparidades
de área socioeconômica relativas no uso da mamografia aumentaram em 161%
(WARD et al, 2004).
23
As prioridades da política de controle de câncer no Brasil baseiam-se no perfil
de morbidade e mortalidade dos diversos estados e municípios do país, apresentando
ampla variação de região para região. De posse das estimativas de casos incidentes
de câncer segundo localizações primárias, pode-se oferecer informações
epidemiológicas que são fundamentais para o planejamento de ações de promoção à
saúde, detecção precoce e de atenção oncológica em todos os níveis. Neste sentido,
reconhecer as desigualdades regionais provocadas por diferenças no
desenvolvimento é fundamental para descentralizar as ações de forma que elas se
tornem mais efetivas.
24
CAPÍTULO 2
MATERIAIS E MÉTODOS
2.1 Delineamento, População de Referência e Fonte de dados
Trata-se de um estudo ecológico analítico para avaliar a relação entre a
mortalidade por câncer de cólon e reto e o desenvolvimento social, cuja população de
estudo foi composta por óbitos por esta neoplasia, ocorridos no Brasil, no período de
1996 a 2013.
Os dados foram obtidos com base nos arquivos de declarações de óbito não
nominais provenientes do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) e que
estão disponíveis no sítio do Departamento de Informática do SUS (DATASUS):
(http://tabnet.datasus.gov.br/tabdata/sim/dados/cid10_indice.htm).
Os códigos da Classificação Internacional de Doenças (CID) que foram
utilizados referem-se à causa básica de óbito, na 10ª revisão C18, C19 e C20 (que
incluem todas as subcategorias).
Os dados populacionais foram obtidos no site do DATASUS, baseados nos
censos populacionais de 1991, 2000 e 2010, e as projeções intercensitárias para as
populações para primeiro de julho dos anos intercensitários estimadas pelo IBGE.
2.2 Procedimentos de Operacionalização
2.2.1 Análise da série temporal da taxa de mortalidade
Realizou-se uma análise de séries temporais, cuja unidade de observação foram
as taxas de mortalidade por neoplasia de cólon e reto no Brasil entre os anos de 1996
e 2013. Os dados foram obtidos com base nos arquivos de declarações de óbito não
nominais provenientes do Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) e que
estão disponíveis no sítio do DATASUS
(http://tabnet.datasus.gov.br/tabdata/sim/dados/cid10_indice.htm, acessado em
19/Abr/2014). Os códigos da Classificação Internacional de Doenças (CID) utilizados
referiram-se à causa básica de óbito, na 10ª revisão C18, C19 e C20 (que incluem
25
todas as subcategorias). Para o cálculo dos coeficientes de mortalidade utilizou-se
como denominador as estimativas populacionais anuais do Instituto Brasileiro de
Geografia e Estatística (IBGE), por sexo, faixa etária e região de residência. Os dados
de população residente no Brasil para o ano de 2013 não estão disponíveis no sítio
do DATASUS, desta forma foi estimado através das projeções populacionais
intercensitárias do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), calculadas
através de interpolação linear.
Embora estejam disponíveis no site do DATASUS os dados a partir de 1980,
optou-se por utilizar somente os óbitos classificados na CID 10, já que no período de
1980 a 1995, os óbitos por neoplasias de reto estavam classificados juntamente com
o neoplasma maligno de ânus.
A correção dos óbitos por câncer de cólon e reto foi realizada através dos óbitos
por causas mal definidas (códigos: R00-R99 da CID-10). Tendo em vista que os
registros de óbitos por câncer, na maioria das vezes, são mais bem declarados do que
as demais causas de óbito, supõe-se que a representação dos cânceres entre as
causas mal definidas seja menor, tornando incorreta uma redistribuição proporcional
de todos os óbitos por causas mal definidas (Mello Jorge et al, 2002). Desta forma,
para evitar a superestimação do número de óbitos, foram redistribuídos
proporcionalmente 50,0% dos óbitos como correspondente às neoplasias, por sexo,
faixa etária e área geográfica (GAMARRA, 2010).
Coeficientes brutos de mortalidade por 100 mil habitantes foram calculados e,
posteriormente, padronizados pelo método direto utilizando a população mundial
proposta por Segi et al, 1960 e modificada por Doll, 1966. Inicialmente as séries
temporais foram escritas da seguinte forma:
Zt = f(t) + at , t=1,2,3,..., N,
onde f(t) é chamada de sinal, e at é chamado de ruído. Neste modelo, o sinal f(t) é
uma função do tempo determinada, e at é uma variável aleatória, independente de f(t).
Os pressupostos do modelo são que as variáveis aleatórias at não sejam
correlacionadas, e tenham como parâmetros a média zero e a variância constante, ou
seja,
26
E(at) = 0, ∀;
E(at2) = σa
2, ∀t
E(atas) = 0, s ≠ t
A série at com as características acima é conhecida como ruído branco.
Supõe-se inicialmente que a componente sazonal não esteja presente, por não
se tratar de evento relacionado a nenhuma característica ambiental, como é o caso
de algumas doenças tropicais. Considera-se, então, o seguinte modelo
Zt = Tt + at ,
onde at é uma variável aleatória com média zero e variância σa2. Deve-se verificar
primeiramente, se a série não se trata de uma série estacionária, ou seja, sem
tendência. Para isso, foi aplicado o teste de Wald-Wlofowitz. Considerou-se, para isto,
as seguintes etapas:
Seja {Zt, t = 1, ... , N} uma série temporal com N observações. Foi considerada M
como a mediana das N observações de Zt. Foi atribuído o símbolo “p” para os valores
maiores ou iguais à mediana, e “q” menores que a mediana, para cada elemento Z.
Desta forma, N = Na +Nb. Ainda, ao longo da série haverá grupos de observações
marcados por “p” ou “q”. Considere ainda “T” como o número de grupos com símbolos
iguais.
Para a avaliação, foram formuladas as hipóteses:
"Não Existe tendência"
"Existe tendência"
A estatística de teste foi mensurada através do número total de grupos. Assim,
rejeitamos a hipótese nula H0 se tivermos um número pequeno de grupos com
símbolos iguais, ou seja, se “T” for relativamente pequeno. Para valores de Na ou
Nb superiores a 20, pode-se utilizar o Teorema Central do Limite e aproximar a
distribuição de T por uma normal, isto é,
27
T~N(μ, σ2), onde
μ =2NaNb
N+ 1
e
σ = √2NaNb(2NaNb − N)
N2(N − 1)
Para testar a hipótese, foi considerado o nível de significância de 95%.
Em seguida, com o objetivo de se obter uma primeira ideia da evolução dos
valores das taxas das séries, avaliando o efeito da tendência, foi realizado o teste de
Cox-Stuart. Este método, baseado na distribuição binomial, baseia-se em agrupar as
observações em pares. A cada par (Xi, Xi + c) associa o sinal “+”, se Xi < Xi + c e o
sinal “'-“, se Xi > Xi + c, eliminando os empates, para c = N/2, em que N é o número
de observações da série e Xi é a observação (i = 1,...,N).
O teste usado para verificar a seguinte hipótese:
𝐻0: 𝑃(𝑋𝑖 < 𝑋𝑖+𝑐) = 𝑃(𝑋𝑖 < 𝑋𝑖+𝑐) ∀ 𝑖
𝐻1: 𝑃(𝑋𝑖 < 𝑋𝑖+𝑐) ≠ 𝑃(𝑋𝑖 < 𝑋𝑖+𝑐) ∀ 𝑖
As hipóteses testam a existência de tendência (H1) ou não (H0). Se a
probabilidade de sinais “+” for igual à probabilidade de sinais “-“; não existe tendência.
Para isso, considera-se que a distribuição é dada por
T~ Bin(n, p) , sendo n=N e p=0,5.
Assim, após verificar a o efeito, a tendência de mortalidade foi analisada
utilizando-se a técnica de regressão polinomial (LATORRE, 2001), com a qual se
avaliou a tendência da razão dos coeficientes de mortalidade entre os sexos
masculino e feminino. Iniciou-se o estudo de regressão a partir da construção de
gráficos de dispersão dos pontos, considerando como variável dependente (y) o
coeficiente de mortalidade, e como variável independente (x) a variável ano
centralizada pelo ponto médio do período (x-2003). Daí em diante, modelos de
regressão linear simples, de segundo e terceiro graus foram testados. A eleição do
modelo mais adequado seguiu os critérios de melhor ajuste do coeficiente de
determinação (R2), da análise dos resíduos e da significância estatística do modelo
28
(considerando o nível de 5% de significância), e quando estas se assemelharam,
decidiu-se pelo modelo mais simples.
Para o cálculo das taxas de mortalidade foi utilizado o programa Excel 2013. Para
as análises de tendência, para calcular o incremento anual da razão de sexos (APC),
e a variação dos últimos 5 e 10 anos (AAPC), utilizou-se o método Joinpoint (ponto de
inflexão), que permite o ajuste de dados de uma série a partir do menor número
possível de joinpoints (zero, ou seja, uma reta sem pontos de inflexão) e testa se a
inclusão de mais joinpoints é estatisticamente significante. Os testes de significância
utilizados baseiam-se no método de permutação de Monte Carlo e no cálculo da
variação percentual anual da razão, utilizando o logaritmo da razão (KIM et al, 2000).
Cada ponto significante que indica uma mudança na queda (se houver alguma)
foi mantido no modelo final. Para descrever a tendência linear por período, a
porcentagem anual estimada de mudanças e o Intervalo de Confiança de 95% (IC
95%) foram depois computados para cada uma de suas tendências, compondo uma
linha de regressão de acordo com o logaritmo natural dos índices, utilizando o
calendário anual como a variável de regressão.
2.2.2 Análise de relação entre a mortalidade por câncer colorretal e
desenvolvimento social
A unidade de análise foram os municípios brasileiros considerados de grande
porte, ou seja, com mais de 100 mil habitantes, de acordo com o critério do Instituto
Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE, 2002). Foram incluídos no total 287
municípios para análise, distribuídos nas cinco macrorregiões brasileiras.
Considerando que o estudo procurou observar indicadores que são uma proxy do
efeito contextual da situação social, optou-se por trabalhar em agregados municipais.
Considerou-se que as análises seriam extrapoláveis apenas para o nível agregado, e
não individual, com isso evitando a falácia ecológica na discussão.
Os indicadores sociais adotados foram obtidos a partir do Atlas do
Desenvolvimento Humano no Brasil. Dentre os indicadores do Atlas, neste estudo foi
utilizado o Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDHm), que é uma medida
resumida do progresso ao longo prazo, sendo obtido pela média geométrica de três
dimensões referentes a longevidade, educação e renda. O IDH não considera apenas
fatores econômicos para analisar o desenvolvimento de um país ou mesmo de um
29
município, considerando a expectativa de vida como medida proxy de uma vida longa
e saudável (saúde); o padrão de vida (renda), medido pela Renda Nacional Bruta
(RNB) per capita expressa em poder de paridade de compra (PPP) constante, em
dólar, tendo 2005 como ano de referência; e o acesso ao conhecimento (educação),
medido por: i) média de anos de educação de adultos, que é o número médio de anos
de educação recebidos durante a vida por pessoas a partir de 25 anos; e ii) a
expectativa de anos de escolaridade para crianças na idade de iniciar a vida escolar
(PNUD, 2015).
Os outros indicadores utilizados foram o Coeficiente de Gini (utilizado para
medir a desigualdade de distribuição de renda domiciliar per capita, cujo valor varia
de 0, quando não há desigualdade, a 1, representando a desigualdade máxima), o
Grau de Urbanização (trata-se do percentual da população residente em áreas
urbanas, em determinado espaço geográfico) e a Razão de Renda (expressa a
concentração da renda pessoal, ao comparar os estratos extremos de renda; ou seja,
quanto mais elevados os valores, maior o desnível de renda entre grupos
populacionais dos estratos considerados).
A escolha dos indicadores deste estudo foi feita baseada em sua abrangência,
segundo a literatura utilizada, por contemplarem informações relacionados à saúde, à
educação, aos fenômenos que compõem um sistema econômico. Todos os
indicadores sociais utilizados correspondem ao Censo de 2010.
Os indicadores de mortalidade, diferente dos indicadores sociais sintéticos,
foram calculados a partir de microdados do Sistema de Informações sobre
Mortalidade, através aplicativo Tabnet, do Ministério da Saúde, classificados segundo
a Décima Revisão da Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas
Relacionados à Saúde (OMS, 1995), Foram selecionados os óbitos que possuíam
como registro de causa básica neoplasia maligna de cólon e reto, representados pelos
códigos C18, C19 e C20 (que incluem todas as subcategorias), para os anos de 2010
a 2013 para o cálculo das taxas.
As informações demográficas anuais utilizadas, segundo faixa etária e
município de residência, foram obtidas através da projeção intercensitária do Instituto
Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Foi calculada a taxa de incidência
acumulada para os óbitos no período analisado.
Foram calculados os coeficientes brutos e padronizados de mortalidade por 100
mil habitantes. Para fins de comparação foi realizada a padronização dos coeficientes
30
de mortalidade, empregando- se o método direto e sendo adotada como padrão a
população mundial proposta por Segi e modificada por Doll.
Para a análise, os municípios que compuseram o conjunto de localidades
estudadas, foram caracterizados segundo o perfil dos indicadores utilizados através
de análise classificatória multivariada de agrupamento pelo método K-means (Mingoti,
2005) no pacote estatístico SPSS versão 21, formando dois grupos distintos, que
delimitaram diferentes perfis de desenvolvimento.
A classificação multivariada, também denominada análise de cluster, visou
identificar grupos relativamente homogêneos de casos (municípios, neste estudo)
baseados em características selecionadas (variáveis socioeconômicas, neste estudo).
Estes agrupamentos foram definidos por critérios fundamentados em distâncias.
Neste estudo foi utilizado o método não hierárquico K-means, que emprega a
distância Euclidiana para definir o centro dos grupos.
A partir da média global dos indicadores (IDH, coeficiente de Gini, grau de
urbanização e razão de renda) foram classificados em altos ou baixos, e os
agrupamentos foram então classificados de acordo com sua caracterização segundo
os indicadores que o compuseram um contexto social (bom ou ruim).
A partir da classificação dos agrupamentos, as taxas médias de mortalidade
ajustadas por câncer de cólon e reto dos clusters foram comparadas, tendo duas
hipóteses unicaudais:
H0: �̅�𝑚1= 𝜇𝑚
H1: �̅�𝑚1> 𝜇𝑚
H0: �̅�𝑚2= 𝜇𝑚
H1: �̅�𝑚2< 𝜇𝑚
Sendo
�̅�𝑚1 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do cluster 1
�̅�𝑚2 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do cluster 2
𝜇𝑚 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do total de
municípios.
Para testar as hipóteses, foi utilizado o teste de Mann Whitney e avaliada sua
estatística U, ao nível de significância de 5%. Para analisar mais detalhadamente a
variabilidade dos indicadores, foi calculada a correlação bivariada de Spearman,
31
visando explicitar relações que ficam suavizadas na comparação das médias entre os
grupos de municípios.
2.3 Aspectos éticos
Esta tese cumpriu as exigências éticas contidas nos termos da Resolução
466/12 do Conselho Nacional de Ética em Pesquisa. Por utilizar dados agregados e
não nominais e de acesso público, desta forma não foi submetido ao Comitê de Ética
em Pesquisa.
32
CAPÍTULO 3
RESULTADOS
ARTIGO 1
Evolução da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e regiões,
segundo sexo, 1996-2013.
Proposta de submissão Cancer Epidemiology
33
Evolução da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e regiões, segundo sexo, 1996-2013.
RESUMO
O câncer de cólon e reto está entre as quatro neoplasias mais frequentes no Brasil,
sendo um problema de saúde pública. O objetivo do estudo é descrever o padrão de
distribuição da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e regiões, por sexo,
no período de 1996 a 2013. Utilizou-se os valores de taxas de mortalidade
padronizadas e estratificadas por sexo entre 1996 e 2013, através dos modelos de
regressão polinomial. Foi observado que, para as tendências lineares das taxas de
mortalidade, para ambos os sexos, há tendência de aumento linear estatisticamente
significativa em ambos os modelos, sendo as taxas e as tendências maiores para
homens do que para mulheres, respectivamente, 7,0% ao ano (R2=0,96; p<0,001) e
6,6% ao ano (R2=0,84; p<0,001). Observa-se diferença na magnitude e
comportamento da tendência entre as regiões. Entende-se que é importante conhecer
a tendência das taxas de forma a definir populações prioritárias para intervenções
precoces que aumentem a sobrevida e reduzam a mortalidade.
Palavras-chave: Mortalidade, Neoplasia do Cólon, Estudos de Séries Temporais
34
INTRODUÇÃO
O câncer de cólon e reto é o terceiro câncer mais comum no mundo, tendo sido
responsável por cerca de 1,4 milhões de casos novos em 2012, sendo diagnosticado
746.000 casos em homens e 614.000 nas mulheres1.
Em relação à incidência desta neoplasia no Brasil, a estimativa do Instituto
Nacional de Câncer (INCA) para 2015 é de que o câncer de cólon e reto acometerá
15.070 homens e 17.530 em mulheres, consistindo na terceira e segunda localização
anatômica, respectivamente. Dentre as regiões brasileiras, a Sudeste apresentou a
mais elevada taxa padronizada de incidência de câncer de cólon e reto para o sexo
masculino 22,67/100.000 e feminino 24,56/100.000. As menores taxas padronizadas
de incidência foram observadas na região Norte, com 4,48/100.000 e 5,30/100.000,
respectivamente, entre os homens e as mulheres2.
Quanto à distribuição das taxas de mortalidade por este tipo de neoplasia nas
regiões brasileiras, estudos evidenciaram aumento crescente, destacando-se as
regiões Sul e Sudeste, que apresentaram taxas semelhantes àquelas de países
altamente industrializados3,4,5.
Mesmo diante de avanços em diagnóstico e tratamento, a mortalidade por essa
neoplasia permanece elevada, de modo que sua sobrevida média global em cinco
anos é relatada em torno de 55% em países desenvolvidos e de 40% para países em
desenvolvimento6.
Diversos estudos têm evidenciado a estreita relação entre estilo de vida, fatores
ambientais e predisposição genética na etiopatogenia desta neoplasia, tais como:
consumo reduzido de fibras, consumo excessivo de carne vermelha e carnes
processadas, uso excessivo de álcool, tabagismo, gordura corporal e abdominal e
sedentarismo. Outros fatores de risco são a história familiar de câncer de cólon e reto,
predisposição genética ao desenvolvimento de doenças crônicas do intestino e a
idade avançada, pois tanto a incidência quanto a mortalidade aumentam com a idade,
representando uma importante causa de morbidade e mortalidade neste grupo
etário7,8,9 Portanto, o rastreamento da população continua a oferecer as melhores
perspectivas de redução nas taxas de mortalidade.
O conhecimento epidemiológico sobre a mortalidade por essa neoplasia é
importante para subsidiar o planejamento de políticas estruturadas e eficazes para a
detecção precoce, tratamento e reabilitação. Este estudo teve como objetivo analisar
35
a tendência temporal da mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e em suas
regiões geográficas, no período de 1996-2013.
METODOLOGIA
Trata-se de um estudo de séries temporais, cuja unidade de análise foram as
taxas de mortalidade por neoplasia de cólon e reto no Brasil entre os anos de 1996 e
2013. Os dados não nominais do Sistema de Informações sobre Mortalidade foram
obtidos através do aplicativo Tabnet, do Ministério da Saúde. Os códigos da
Classificação Internacional de Doenças (CID) utilizados referiram-se à causa básica
de óbito, na 10ª revisão C18, C19 e C20 (que incluem todas as subcategorias). Para
o cálculo dos coeficientes de mortalidade utilizou-se como denominador as
estimativas populacionais anuais do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística
(IBGE), por sexo, faixa etária e região de residência, de 1996 a 2012. Para o ano de
2013, foi calculada a estimativa através das projeções populacionais intercensitárias
do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE), calculada através de
interpolação linear.
A correção dos óbitos por câncer de cólon e reto foi realizada através dos óbitos
por causas mal definidas (códigos: R00-R99 da CID-10). Tendo em vista que os
registros de óbitos por câncer, na maioria das vezes, são mais bem declarados do que
as demais causas de óbito, supõe-se que a representação dos cânceres entre as
causas mal definidas seja menor, tornando incorreta uma redistribuição proporcional
de todos os óbitos por causas mal definidas10. Desta forma, para evitar a
superestimação do número de óbitos, foram redistribuídos proporcionalmente 50,0%
dos óbitos como correspondente às neoplasias, por sexo, faixa etária e área
geográfica11.
Coeficientes brutos de mortalidade por 100 mil habitantes foram calculados e,
posteriormente, padronizados pelo método direto utilizando a população mundial
proposta por Segi et al12 e modificada por Doll et al.13.
Foi verificada a estacionariedade da série temporal, através do teste de Wald-
Wlofowitz, e o efeito da tendência, através do teste de Cox-Stuart.
Após verificar o efeito, a tendência de mortalidade foi analisada utilizando-se a
técnica de regressão polinomial14, com a qual se avaliou a tendência da razão dos
36
coeficientes de mortalidade entre os sexos masculino e feminino. O coeficiente de
mortalidade por câncer de cólon e reto foi considerado como variável dependente (y)
e o ano centralizado pelo ponto médio do período (x-2003), foi utilizado como variável
independente (x). Foram testados os modelos de regressão linear simples, de
segundo e terceiro graus. Optamos como modelo elegível aquele que possuiu o
melhor ajuste do coeficiente de determinação (R2), significância estatística
(considerando o nível de 5% de significância) e análise dos resíduos. Nos casos em
que os modelos apresentaram similaridade, foram escolhidos os que apresentaram o
modelo mais simples.
Para o cálculo das taxas de mortalidade foi utilizado o programa Excel 2013.
Para as análises de tendência, para calcular o incremento anual da razão de sexos
(APC), utilizou-se o método Joinpoint (ponto de inflexão), que permite o ajuste de
dados de uma série a partir do menor número possível de joinpoints (zero, ou seja,
uma reta sem pontos de inflexão) e testa se a inclusão de mais joinpoints é
estatisticamente significante. Os testes de significância utilizados baseiam-se no
método de permutação de Monte Carlo e no cálculo da variação percentual anual da
razão, utilizando o logaritmo da razão15.
RESULTADOS
No Brasil, de 1996 a 2013 ocorreram 189.905 óbitos por câncer de cólon e reto.
Do total, 132.865 (70,0%) óbitos foram em indivíduos com 60 anos ou mais. Nesse
período a mortalidade proporcional por neoplasia de cólon e reto exibiu tendência de
crescimento (R2 = 0,91; p < 0,001).
No quadro 1 pode-se observar que a mediana das taxas de mortalidade é maior
para região Sul e quando comparadas as médias entre as regiões para o período de
1996 a 2013, observa-se que elas são diferentes, com significância estatística. Em
relação à faixa etária, a mediana é maior para a faixa de 60 anos e mais, e menor para
a de 20 a 39 anos. Apesar da mediana da taxa de mortalidade ser maior para o sexo
feminino, não apresentou significância estatística, demonstrando não haver diferença
no padrão de mortalidade em relação ao sexo.
37
Quadro 1: Estatísticas descritivas das taxas de mortalidade por câncer colorretal no Brasil segundo grande região, faixa etária e sexo. Brasil, 1996-2013.
Região
Média DP
IC 95% F gl p valor
LI LS
Norte 1,66 0,49 1,41 1,90
113,04 4 <0,001
Nordeste 2,48 0,84 2,06 2,90
Sudeste 8,02 1,45 7,30 8,74
Sul 8,35 1,68 7,52 9,19
Centro-Oeste 4,41 1,32 3,76 5,07
Faixa Etária
Média DP
IC 95% F gl p valor
LI LS
20 a 39 anos 0,82 0,04 0,79 0,84
1571,98 2 <0,001 40 a 59 anos 7,34 0,96 6,86 7,82
60 anos e mais 44,28 4,24 42,18 46,39
Sexo
Média DP
IC 95% F gl p valor
LI LS
Masculino 5,62 1,23 5,03 6,20 0,93 1 0,343
Feminino 5,99 1,10 5,41 6,57
Norte Nordeste Centro Oeste Sudeste Sul
20 a 39 anos 40 a 59 anos 60 anos e mais
Masculino Feminino
38
Ao considerar as séries históricas, procedeu-se ao diagnóstico de
aleatoriedade, para avaliar a suposição de não estacionariedade dos valores (Tabela
1). Aplicando-se o teste de Wald-Wolfowitz, obteve-se um número de grupos de
observação diferente a cada região e sexo. A análise dos parâmetros da série
(variância e desvio-padrão) e a verificação da significância estatística permitiram
rejeitar a hipótese nula de aleatoriedade dos dados, tornando possível a tentativa de
modelagem dos dados.
39
Tabela 1: Diagnóstico de aleatoriedade das séries históricas das taxas de mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil e grandes regiões. Brasil, 1996-2013.
Local R n0 n1 n E(R) Var(R) DP(R) Z p-
valor
Brasil
Masculino 2 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Feminino 2 7 11 18 9,56 3,8 1,95 -3,87 <0,001
Total 2 7 11 18 9,56 3,8 1,95 -3,87 <0,001
Centro Oeste
Masculino 2 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Feminino 2 7 11 18 9,56 3,8 1,95 -3,87 <0,001
Total 2 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Norte
Masculino 2 9 9 18 10 4,24 2,06 -3,89 0,001
Feminino 2 10 8 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Total 2 10 8 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Nordeste
Masculino 2 9 9 18 10 4,24 2,06 -3,89 <0,001
Feminino 2 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Total 2 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -3,88 <0,001
Sul
Masculino 4 10 8 18 9,89 4,12 2,03 -2,9 0,002
Feminino 4 9 9 18 10 4,24 2,06 -2,92 0,002
Total 4 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -2,9 0,002
Sudeste
Masculino 2 7 11 18 9,56 3,8 1,95 -3,87 <0,001
Feminino 4 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -2,9 0,002
Total 4 8 10 18 9,89 4,12 2,03 -2,9 0,002
Legenda: R – número de grupos de observações; n0 – número de observações abaixo da média do período; n1 - número de observações acima da média do período; n – número total de observações da distribuição; E(R) – esperança do número de grupos de observações; Var(R) – variância do número de grupos de observações; DP(R) – desvio padrão do número de grupos de observações; Z – teste de Wald para significância estatística.
40
Para verificar o efeito da tendência das séries históricas das taxas de
mortalidade por câncer colorretal, foi realizado o teste de Cox-Stuart. As séries foram
analisadas por sexo (masculino e feminino) e por local (Brasil e regiões), e
evidenciaram que a tendência linear foi adequada, com valores de coeficientes de
determinação (R2) variando de 0,53 a 0,99 (Tabela 2).
Tabela 2: Parâmetros de verificação do efeito de tendência das séries históricas das taxas de mortalidade por câncer colorretal no Brasil e grandes regiões segundo sexo. Brasil, 1996-2013.
Local β0 β1 EPres gl R2 F Tendência p valor*
Brasil
Masculino 5,64 0,15 0,15 16 0,97 484,5 aumento 0,002
Feminino 5,73 0,09 0,20 16 0,85 94,2 aumento 0,002
Total 5,69 0,11 0,18 16 0,92 205,2 aumento 0,002
Centro Oeste
Masculino 4,24 0,19 0,20 16 0,96 442,2 aumento 0,002
Feminino 4,48 0,16 0,38 16 0,84 91,6 aumento 0,002
Total 4,37 0,18 0,27 16 0,93 211,5 aumento 0,002
Norte
Masculino 1,30 0,13 0,16 16 0,95 330,7 aumento 0,002
Feminino 2,40 0,07 0,24 16 0,68 36,9 aumento 0,002
Total 1,84 0,10 0,15 16 0,93 210,6 aumento 0,002
Nordeste
Masculino 1,51 0,15 0,10 16 0,99 1186,0 aumento 0,002
Feminino 2,00 0,13 0,10 16 0,98 723,8 aumento 0,002
Total 1,77 0,14 0,09 16 0,99 1191,0 aumento 0,002
Sul
Masculino 7,95 0,18 0,36 16 0,87 116,2 aumento 0,002
Feminino 7,62 0,08 0,39 16 0,53 20,0 aumento 0,002
Total 7,77 0,12 0,36 16 0,76 55,5 aumento 0,002
Sudeste
Masculino 8,08 0,15 0,20 16 0,94 248,0 aumento 0,002
Feminino 7,42 0,08 0,24 16 0,73 47,0 aumento 0,002
Total 7,56 0,11 0,22 16 0,87 114,5 aumento 0,002
Legenda: β0 – intercepto; β1 – coeficiente ; EPres – erro padrão do resíduo do modelo; R2 – coeficiente de determinação , F – estatística de teste do modelo; * p valor para teste de Cox-Stuart
41
Na tabela 3 estão apresentados os modelos ajustados para todas as séries,
que foram modelados através da regressão polinomial. Para todas as regiões
brasileiras o melhor ajuste para a série foi obtido com o modelo linear. Com relação à
tendência de mortalidade por sexo segundo a região, observou-se que para ambos os
sexos em todas as regiões, ela foi crescente e significante.
Tabela 3: Modelos de regressão para os coeficientes de mortalidade por câncer de cólon e reto, segundo sexo e região. Brasil,1996-2013. Sexo/Região Modelo R2 p-valor Tendência
Centro Oeste
Masculino y= 6,09 + 0,18x 0,96 <0,001 crescente
Feminino y= 6,04 + 0,15x 0,84 <0,001 crescente
Total y= 6,07 + 0,16x 0,92 <0,001 crescente
Nordeste
Masculino Y= 2,95 + 0,14X 0,99 <0,001 crescente
Feminino Y= 3,19 + 0,12X 0,98 <0,001 crescente
Total Y= 3,08 + 0,13X 0,99 <0,001 crescente
Norte
Masculino y= 2,54 + 0,12X 0,94 <0,001 crescente
Feminino y= 3,03 + 0,06X 0,71 <0,001 crescente
Total y= 2,78 + 0,09X 0,93 <0,001 crescente
Sudeste
Masculino y= 9,46 + 0,13x 0,93 <0,001 crescente
Feminino y= 8,14 + 0,07x 0,72 <0,001 crescente
Total y= 8,57 + 0,10x 0,86 <0,001 crescente
Sul
Masculino y= 9,62 + 0,16x 0,86 <0,001 crescente
Feminino y= 8,38 + 0,07x 0,53 0,001 crescente
Total y= 8,94 + 0,11x 0,75 <0,001 crescente
Brasil
Masculino y= 7,04 + 0,14x 0,96 <0,001 crescente
Feminino y= 6,56 + 0,08x 0,84 <0,001 crescente
Total y= 6,77 + 0,11x 0,91 <0,001 crescente
42
Após a observação dos ajustes finais apontados, considerando o modelo de
Joinpoint, a mudança percentual anual (APC) de mortalidade específica por câncer de
cólon e reto apresentou diferença entre as regiões. Ao comparar a análise por
Joinpoint e a análise pela regressão polinomial, dois pontos são relevantes. O primeiro
diz respeito ao fato de não haver, para nenhum local e sexo, variação significativa que
gerasse um ponto de inflexão, portanto, as tendências são lineares. Entretanto, a
velocidade de incremento das regiões Norte e Nordeste, é maior que no Sul e Sudeste,
ainda que estas últimas regiões apresentem maiores taxas de mortalidade. O segundo
se refere ao fato de haver pequena diferença entre os valores de APC e os parâmetros
da regressão polinomial. Isto se deve à diferença de modelagem, uma vez que a
regressão polinomial realiza a modelagem considerando os termos no tempo, e usa
como variável desfecho a taxa de mortalidade ajustada; já o Joinpoint realiza a
modelagem através de uma distribuição do tipo Poisson. (Tabela 4).
43
Tabela 4: Estimativas de tendência temporal das taxas de mortalidade específicas por câncer de cólon e reto segundo pontos de corte obtidos através do joinpoint. Brasil, 1996-2013.
Região Sexo Período APC IC95%
p valor LI LS
Norte
Total 1996-2013 3,59 3,10 4,08 <0,001
Masculino 1996-2013 5,41 4,85 5,96 <0,001
Feminino 1996-2013 2,80 1,37 3,00 <0,001
Nordeste
Total 1996-2013 4,66 4,37 4,95 <0,001
Masculino 1996-2013 5,41 5,04 5,78 <0,001
Feminino 1996-2013 4,08 3,77 4,38 <0,001
Sudeste
Total 1996-2013 1,25 1,01 1,50 0,020
Masculino 1996-2013 1,56 1,34 1,79 0,005
Feminino 1996-2013 0,94 0,65 1,24 0,01
Sul
Total 1996-2013 1,40 1,00 1,80 0,003
Masculino 1996-2013 1,86 1,49 2,24 0,001
Feminino 1996-2013 0,97 0,52 1,42 0,008
Centro-Oeste
Total 1996-2013 3,07 2,59 3,56 <0,001
Masculino 1996-2013 3,31 2,95 3,68 <0,001
Feminino 1996-2013 2,87 2,21 3,53 <0,001
Brasil
Total 1996-2013 1,71 1,45 1,97 0,002
Masculino 1996-2013 2,14 1,93 2,36 <0,001
Feminino 1996-2013 1,35 1,05 1,65 <0,001
APC: mudança percentual anual; IC95%: intervalo de confiança de 95%; LI: limite inferior; LS: limite superior.
44
DISCUSSÃO
As taxas de mortalidade por câncer de cólon e reto tiveram tendência de
aumento, em todas as regiões brasileiras, para homens e mulheres em todo o período.
De fato, as estimativas internacionais apontam que nos Estados Unidos e
outros países desenvolvidos a mortalidade por esta neoplasia está em declínio; por
outro lado, vários países em desenvolvimento e subdesenvolvidos, apresentam
tendência de aumento. Este cenário pode estar relacionado à adoção de estilos de
vida não saudáveis, como alimentação inadequada, tabagismo, sedentarismo e ainda,
à exposição a fatores ambientais e individuais de risco, e envelhecimento
populacional16. Já na Europa, em uma visão geral das tendências recentes de
mortalidade por neoplasias, mostrou-se que há uma tendência de aumento na
mortalidade por câncer de cólon e reto para os homens e uma redução para as
mulheres na Espanha17. Na Itália, pesquisadores demostraram tendência crescente e
estatisticamente significativa para os homens no período 1978-200418. Em um estudo
sobre tendência de mortalidade para câncer de cólon e reto realizado em Porto Rico
observou-se aumento na mortalidade desse sítio de câncer para o sexo masculino19.
Entretanto, um estudo sobre a mortalidade por neoplasias realizado em países da
União Europeia observou a diminuição nas taxas de mortalidade por câncer de cólon
e reto em ambos os sexos20.
Diversos estudos, explorando o contexto do desenvolvimento para explicar a
dinâmica de incidência e mortalidade por tipos de cânceres específicos, demonstram
claramente a associação direta entre o padrão de morbimortalidade por este grupo e
o contexto socioeconômico. Mais pontualmente, os achados mostraram que, em
2008, a maior carga de câncer estava em áreas de mais elevado IDH, que
representavam quase 40 % da carga de incidência global, apesar de responsável por
apenas 15% da população mundial; já em áreas com IDH baixo, a carga de câncer
respondia apenas 2% da carga global de doenças, com uma população que
representa cerca de 6% da população global. No entanto, o mesmo estudo faz uma
projeção para 2030, em que se espera o maior aumento absoluto em áreas com IDH
baixo21,22,23.
No Brasil, a Política Nacional de Atenção Oncológica está pautada nas
questões relativas à incidência e à mortalidade por câncer, em âmbito nacional e de
forma universal. Porém deve-se considerar as profundas diferenças regionais
45
brasileiras para o planejamento das ações voltadas para a atenção oncológica,
considerando a descentralização dessas ações para garantir a sua efetividade.
As regiões Sul e Sudeste mantêm-se com a mais elevada mortalidade por
câncer de cólon e reto para ambos os sexos, e estas são as que apresentam o maior
desenvolvimento do país. Vale ressaltar que estas são as regiões que possuem uma
maior concentração dos serviços de saúde, inclusive aqueles que compõem a rede
de alta complexidade e custo24. Este resultado vai de encontro com o estudo realizado
em uma província do Canadá, que observou redução da mortalidade entre indivíduos
que residiam em áreas com renda mais elevada25.
A região Norte apresentou a menor taxa de mortalidade por este tipo de
neoplasia em relação às outras, seguida das regiões Nordeste e Centro-Oeste.
Diversos autores têm discutido a heterogeneidade regional das taxas de mortalidade
por câncer de cólon e reto3,4,5 e estas diferenças podem estar relacionadas ao estilo
de vida, hábitos alimentares, status socioeconômico, bem como o acesso aos serviços
de saúde e a qualidade da assistência médica.
Em um estudo realizado em Fortaleza e Porto Alegre, duas capitais brasileiras,
situadas na região Nordeste e Sul do país respectivamente, para analisar a tendência
das taxas de incidência e padrão de distribuição do câncer de cólon e reto, verificou-
se que as taxas médias de incidência ajustadas foram cerca de três vezes maiores
em Porto Alegre do que em Fortaleza, tanto para homens quanto para mulheres. Os
autores consideraram que o acesso aos serviços de diagnóstico e terapêutica
(públicos e privados) pode ser uma das explicações para este resultado, já que neste
período Porto Alegre contava com seis serviços de atendimento ao câncer de alta
complexidade, enquanto que em Fortaleza havia um hospital de referência26.
Um estudo sobre a predição de mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil
e suas regiões geográficas até o ano de 2025, verificou que ocorrerá um aumento nas
taxas de mortalidade por este tipo de neoplasia, apresentando maior magnitude nas
regiões Norte, Nordeste e Centro-Oeste, que também correspondem com as áreas
menos desenvolvidas do país27.
Dados da última Pesquisa Orçamentos Familiares 2008-2009 apontaram
diferenças regionais relevantes em relação ao padrão da dieta dos brasileiros. A
região Sul apresentou o menor percentual do País de consumo de cereais,
leguminosas e oleaginosas (5,5%), enquanto os maiores percentuais ocorreram nas
Regiões Nordeste (10,3%) e Centro-Oeste (10,2%). Já a região Sudeste teve o maior
46
percentual de consumo de carne e alimentos industrializados (3,5%), equivalente ao
dobro do encontrado na Região Nordeste (1,7%)28.
Em outubro de 2015, cientistas de dez países se reuniram na Agência
Internacional para Pesquisa sobre Câncer (IARC), e concluíram, após a análise de
mais de 800 estudos publicados em todo o mundo, sobre a carcinogenicidade do
consumo de carne vermelha e carne processada29. A proporção da população que
consome carne vermelha varia em todo o mundo, de menos de 5% até 100%, e esta
magnitude varia de acordo principalmente com dois fatores: a cultura local e o poder
aquisitivo da população, que a permite ter acesso a este tipo de produto, que em geral
é mais caro que outros itens da dieta, como farináceos e leguminosas30. Estas
características dos padrões de consumo devem ser consideradas na avaliação das
diferenças encontradas nas taxas de mortalidade por câncer de cólon/reto entre as
regiões e brasileiras, já que as regiões Sul e Sudeste, quando comparadas às demais,
apresentam provavelmente, estilos de vida que poderiam levar ao maior risco de
desenvolvimento desta neoplasia, como o baixo consumo de fibras e o alto teor de
lipídios na dieta, ingesta elevada de álcool e prevalências mais altas de tabagismo.
A relação entre o nível socioeconômico e câncer de cólon é conhecida na
literatura. Em um estudo para estimar a correlação entre a renda média per capita e a
taxa de mortalidade por câncer colorretal no Brasil no período de 2001 a 2009 foi
observado a existência de correlação positiva e estatisticamente significativa entre as
regiões mais desenvolvidas e as taxas de mortalidade por câncer de cólon, em ambos
os sexos31.
Os resultados por Joinpoint não apresentaram inflexões para as regiões
brasileiras, porém a mudança percentual anual (APC) de mortalidade específica por
câncer de cólon e reto para o sexo masculino nas regiões Norte e Nordeste foi maior
que nas regiões Sul e Sudeste. Trata-se das duas regiões de menor desenvolvimento
do país, onde se localizam as menores taxas de mortalidade, mas que apresentam
uma velocidade de incremento distinta das demais regiões.
Em estudo realizado na Croácia, no período de 1988-2008, considerando o
modelo de Joinpoint, os autores observaram que a mudança percentual anual (APC)
de mortalidade específica por câncer de cólon e reto apresentou uma tendência
estatisticamente significante de aumento desde 1988 no país para os homens (APC
2,1%; IC 95% 1,7-2,4) sendo que para as mulheres foi observado um aumento
47
percentual anual estatisticamente significante somente nos últimos 15 anos (APC
1,1%; IC 95% 0,5 – 1,7)32.
Os maiores coeficientes de mortalidade observados na faixa etária de 60 anos
ou mais demonstra ser a idade um dos fatores de risco mais importantes no
desenvolvimento do câncer de cólon e reto. A maior incidência ocorre na faixa etária
entre 50 e 70 anos, mas o risco aumenta significativamente após os 60 anos de
idade33. De fato, um estudo sobre tendência de mortalidade realizado em países da
União Européia, no período de 1997 a 2007, verificou que a mortalidade por câncer
colorretal diminuiu cerca de 2% ao ano, de 19,7 para 17,4/100.000 entre os homens
e de 12,5 a 10,5/100.000 para as mulheres. No entanto, verificou-se que as tendências
de mortalidade por esta neoplasia apresentaram o maior declínio na maioria dos
países europeus entre os jovens de 30 a 49 anos34.
Diversos estudos epidemiológicos vêm demostrando que os programas de
prevenção têm-se mostrado efetivos na diminuição de mortalidade e incidência por
câncer colorretal, porém mesmo com estes achados, em países com recursos
abundantes, como os Estados Unidos, a adesão permanece baixa, influenciando o
custo efetividade dos programas35. No Brasil, a Política Nacional de Atenção
Oncológica (PNAO) – Promoção, Prevenção, Diagnóstico, Tratamento, Reabilitação
e Cuidados Paliativos foi instituída por meio da Portaria Gabinete do Ministro no 2.439
de 200536. O Ministério da Saúde ainda não considera viável e custo-efetiva,
atualmente, a implantação de programas populacionais de rastreamento para câncer
colorretal, sendo recomendada como estratégia de diagnóstico precoce a divulgação
ampla dos sinais de alerta para a população e profissionais de saúde, acesso imediato
aos procedimentos de diagnóstico e tratamento adequado e oportuno37.
As limitações deste estudo podem estar relacionadas ao delineamento de
estudo, não permitindo inferência dos resultados no nível individual e ao uso de dados
secundários. A utilização de dados de mortalidade do SIM pode estar relacionada aos
sub-registros de óbitos devido ao câncer, podendo apresentar erro nas codificações
de causa básica de morte e subestimação das taxas de mortalidade podem ser
geradas pela classificação de óbitos como causas mal definidas ou não especificadas
nas declarações de óbito.
Sendo assim, conclui-se que o câncer de cólon e reto representa um importante
problema de Saúde Pública no Brasil, apresentando uma tendência crescente e
48
estatisticamente significativa de mortalidade no Brasil e nas suas regiões no período
de 1996 a 2013.
Apesar dos avanços nas políticas voltadas para a atenção oncológica, faz-se
necessário o fortalecimento da vigilância em saúde no sentido de subsidiar políticas
preventivas para a formulação de programas de rastreamento e diagnóstico precoce,
visando à redução de internações prolongadas, alto custo de tratamento, reabilitação
e a altos coeficientes de mortalidade.
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Saúde, Departamento de Atenção Básica. – Brasília: Ministério da Saúde,
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53
ARTIGO 2
Diferenciais socioeconômicos e mortalidade por câncer de cólon e reto em
cidades de grande porte no Brasil
Submetido ao periódico e-cancer
54
Diferenciais socioeconômicos e mortalidade por câncer de cólon e reto em
cidades de grande porte no Brasil
RESUMO
O objetivo deste estudo foi comparar o padrão de mortalidade por câncer colorretal e
sua correlação de acordo com o perfil de desenvolvimento social das cidades
brasileiras de grande porte. Trata-se de um estudo ecológico, utilizando como unidade
de análise os municípios brasileiros considerados de grande porte (mais de 100 mil
habitantes). Os indicadores sociais adotados foram obtidos a partir do Atlas do
Desenvolvimento Humano no Brasil. Os dados de mortalidade foram provenientes do
Sistema de Informações sobre Mortalidade (SIM) representados pelos códigos C18,
C19 e C20. Para a análise dos dados, os municípios foram caracterizados segundo o
perfil dos indicadores utilizados através de análise classificatória multivariada de
agrupamento. Observou-se que as regiões Sudeste, Sul e Centro-Oeste
concentraram mais de 90% das cidades do grupo de municípios de maior
desenvolvimento, enquanto as regiões Norte e Nordeste foram representadas por
60% das cidades no grupo de municípios de baixo desenvolvimento. O padrão de
mortalidade por câncer de cólon e reto nos dois grupos foi diferente, apresentando
maior média de taxa de mortalidade por câncer colorretal para as populações de
residentes nas cidades que compõem o grupo de maior desenvolvimento (p=0,02). A
taxa de mortalidade por esta neoplasia mostrou-se diretamente proporcional ao valor
do IDH municipal e grau de urbanização e inversamente proporcional aos indicadores
de desigualdade, portanto maior média entre os municípios com as melhores
condições socioeconômicas. É importante, considerar as disparidades sociais para
garantir a equidade na gestão de políticas de saúde.
Palavras-chave: Mortalidade, Neoplasia do Cólon; Indicadores Sociais.
55
ANTECEDENTES
A relação entre os diferentes níveis socioeconômicos e a ocorrência de câncer
é o resultado da interação entre vários aspectos(1,2,5), em especial, os padrões
culturais entre as classes sociais possuem influência nesta relação. As mudanças de
estilos de vida e a exposição aos fatores de risco para câncer vem modificando
rapidamente nos últimos anos, e de forma desigual entre os lugares, reforçando as
diferenças regionais, principalmente nas áreas metropolitanas(1).
Em relação ao perfil de morbimortalidade por câncer, as desigualdades sociais
são mais marcantes nos estratos com piores indicadores socioeconômicos. São nos
estratos sociais mais baixos que se tornam mais evidentes as dificuldades de acesso
aos serviços de saúde para diagnóstico, terapêutica e reabilitação(2).
O câncer de cólon e reto é o terceiro câncer mais comum no mundo, tendo sido
responsável por cerca de 1,4 milhões de casos novos em 2012, sendo diagnosticados
746.000 casos em homens e 614.000 nas mulheres(3).
Em relação à incidência desta neoplasia no Brasil, a estimativa do Instituto
Nacional de Câncer (INCA) para 2015 é de que o câncer de cólon e reto acometerá
15.070 homens e 17.530 em mulheres, consistindo na terceira e segunda localização
anatômica, respectivamente. Dentre as regiões brasileiras, a Sudeste apresentou a
mais elevada taxa padronizada de incidência de câncer de cólon e reto para o sexo
masculino 22,67/100.000 e feminino 24,56/100.000. As menores taxas padronizadas
de incidência foram observadas na região Norte, com 4,48/100.000 e 5,30/100.000,
respectivamente, entre os homens e as mulheres(4).
No Brasil, a mortalidade por câncer de cólon e reto está distribuída de forma
heterogênea entre os estados e capitais e, dependendo da região geográfica, se
assemelha tanto aos países desenvolvidos quanto aos países em desenvolvimento.
Diversos estudos evidenciaram um aumento crescente das taxas de mortalidade por
este tipo de neoplasia nas regiões brasileiras, destacando-se as regiões Sul e Sudeste
que apresentaram taxas semelhantes àquelas de países altamente
industrializados(5,6).
A avaliação dos padrões socioeconômicos dos indivíduos ou dos grupos
populacionais é realizada através de indicadores, pois permitem a comparabilidade
internacional. Os indicadores podem ser analíticos, quando são constituídos de uma
única variável (esperança de vida ao nascer, taxa de alfabetização, escolaridade
56
média) ou sintéticos, quando resultantes de uma composição de variáveis, como o
Índice de Desenvolvimento Humano (IDH), que se baseia nos dados de renda,
ocupação, escolaridade e longevidade(7).
Diferenças nos padrões de incidência e mortalidade por câncer são observados
entre locais com maior e menor desenvolvimento social em todo o mundo(8). O
processo de desenvolvimento econômico impulsiona os avanços em tecnologia
médica e à melhora no acesso aos cuidados de saúde, seja para as doenças
infecciosas, como para agravos não transmissíveis, como o câncer(9). No entanto,
poucos estudos comparativos foram realizados nos últimos tempos sobre as taxas de
mortalidade por câncer de cólon e reto em áreas mais desenvolvidas e menos
desenvolvidas. Portanto, o objetivo deste estudo foi comparar o padrão de mortalidade
deste tipo de neoplasia e sua correlação de acordo com o perfil de desenvolvimento
social das cidades brasileiras de grande porte.
MÉTODOS
A unidade de análise foram os municípios brasileiros considerados de grande
porte, ou seja, com mais de 100 mil habitantes, de acordo com o critério do Instituto
Brasileiro de Geografia e Estatística(10). Foram incluídos no total 287 municípios para
análise, distribuídos nas cinco macrorregiões brasileiras. Considerando que o estudo
procura observar indicadores que são uma proxy do efeito contextual da situação
social, optou-se por trabalhar em agregados municipais. Considerar-se-á, pois, que
as análises são extrapoláveis apenas para o nível agregado, e não individual, com
isso evitando a falácia ecológica na discussão.
Os indicadores sociais adotados foram obtidos a partir do Atlas do
Desenvolvimento Humano no Brasil. Dentre os indicadores do Atlas, neste estudo foi
utilizado o Índice de Desenvolvimento Humano Municipal (IDHm), que é uma medida
resumida do progresso ao longo prazo, sendo obtido pela média geométrica de três
dimensões referentes a longevidade, educação e renda. O IDH não considera apenas
fatores econômicos para analisar o desenvolvimento de um país ou mesmo de um
município, considerando a expectativa de vida como medida proxy de uma vida longa
e saudável (saúde); o padrão de vida (renda), medido pela Renda Nacional Bruta
57
(RNB) per capita expressa em poder de paridade de compra (PPP) constante, em
dólar, tendo 2005 como ano de referência; e o acesso ao conhecimento (educação),
medido por: i) média de anos de educação de adultos, que é o número médio de anos
de educação recebidos durante a vida por pessoas a partir de 25 anos; e ii) a
expectativa de anos de escolaridade para crianças na idade de iniciar a vida
escolar(11,12).
Os outros indicadores utilizados foram o Coeficiente de Gini (utilizado para
medir a desigualdade de distribuição de renda domiciliar per capita, cujo valor varia
de 0, quando não há desigualdade, a 1, representando a desigualdade máxima), o
Grau de Urbanização (trata-se do percentual da população residente em áreas
urbanas, em determinado espaço geográfico) e a Razão de Renda (expressa a
concentração da renda pessoal, ao comparar os estratos extremos de renda; ou seja,
quanto mais elevados os valores, maior o desnível de renda entre grupos
populacionais dos estratos considerados).
A escolha dos indicadores deste estudo foi feita baseada em sua abrangência,
segundo a literatura utilizada, por contemplarem informações relacionados à saúde, à
educação e aos fenômenos que compõem um sistema econômico. Todos os
indicadores sociais utilizados correspondem ao Censo de 2010.
Os indicadores de mortalidade, diferente dos indicadores sociais sintéticos,
foram calculados a partir de microdados do Sistema de Informações sobre
Mortalidade, através aplicativo Tabnet, do Ministério da Saúde, classificados segundo
a Décima Revisão da Classificação Estatística Internacional de Doenças e Problemas
Relacionados à Saúde (OMS, 1995), Foram selecionados os óbitos que possuíam
como registro de causa básica neoplasia maligna de cólon e reto, representados pelos
códigos C18, C19 e C20 (que incluem todas as subcategorias), para os anos de 2010
a 2013 para o cálculo das taxas.
As informações demográficas anuais utilizadas, segundo faixa etária e
município de residência, foram obtidas através da projeção intercensitária do Instituto
Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE). Foi calculada a taxa de incidência
acumulada para os óbitos no período analisado.
Foram calculados os coeficientes brutos e padronizados de mortalidade por 100
mil habitantes. Para fins de comparação foi realizada a padronização dos coeficientes
de mortalidade, empregando- se o método direto e sendo adotada como padrão a
população mundial proposta por Segi et al(13) e modificada por Doll et al.(14).
58
Para a análise, os municípios que compõem o conjunto de localidades
estudadas foram caracterizados segundo o perfil dos indicadores utilizados através
de análise classificatória multivariada de agrupamento pelo método K-means(15) no
pacote estatístico SPSS versão 21, formando dois grupos distintos, que delimitaram
diferentes perfis de desenvolvimento.
A classificação multivariada, também denominada análise de cluster, visou
identificar grupos relativamente homogêneos de casos (municípios, neste estudo)
baseados em características selecionadas (variáveis socioeconômicas, neste estudo).
Estes agrupamentos foram definidos por critérios fundamentados em distâncias.
Neste estudo foi utilizado o método não hierárquico K-means, que emprega a
distância Euclidiana para definir o centro dos grupos.
A partir da média global dos indicadores (IDH, coeficiente de Gini, grau de
urbanização e razão de renda) foram classificados em altos ou baixos, e os
agrupamentos foram então classificados de acordo com sua caracterização segundo
os indicadores que o compuseram um contexto social (bom ou ruim).
A partir da classificação dos agrupamentos, as taxas médias de mortalidade
ajustadas por câncer de cólon e reto dos clusters foram comparadas, tendo duas
hipóteses unicaudais:
H0: �̅�𝑚1= 𝜇𝑚
H1: �̅�𝑚1> 𝜇𝑚
H0: �̅�𝑚2= 𝜇𝑚
H1: �̅�𝑚2< 𝜇𝑚
Sendo
�̅�𝑚1 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do cluster 1
�̅�𝑚2 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do cluster 2
𝜇𝑚 = taxa média de mortalidade por câncer de cólon e reto do total de municípios.
Para testar as hipóteses, foi utilizado o teste de Mann Whitney e avaliada sua
estatística U, ao nível de significância de 5%. Para analisar mais detalhadamente a
variabilidade dos indicadores, foi calculada a correlação bivariada de Spearman,
visando explicitar relações que ficam suavizadas na comparação das médias entre os
grupos de municípios.
RESULTADOS
Ao analisar o agrupamento das cidades através do levantamento dos
indicadores socioeconômicos por região, verificou-se que as regiões Sudeste, Sul e
59
Centro-Oeste concentraram mais de 80% das cidades no Grupo A, enquanto as
regiões Norte e Nordeste foram representadas por mais de 90% das cidades do Grupo
B. (Tabela 1).
Tabela 1: Frequência de cidades que compõem cada grupo socioeconômico segundo região. Brasil, 2015 (N=287).
Região
n (%)
Total (%) p
valor* A
(N=235) B
(N=52)
Norte 14 (5,9%) 8 (15,5%) 23 (8,0%)
<0,001
Nordeste 14 (5,9%) 41 (78,8%) 58 (20,2%)
Sudeste 139 (59,5%) 1 (1,9%) 138 (48,1%)
Sul 49 (20,9%) 1 (1,9%) 49 (17,1%)
Centro Oeste 19 (7,8%) 1 (1,9%) 19 (6,6%)
* Obtido através do teste exato de Fisher
Os indicadores socioeconômicos de cada grupo de municípios podem ser
observados na Tabela 2.
60
Tabela 2: Perfil dos grupos de cidades de grande porte segundo médias e valor da razão variância entre/intra-grupos (F) dos indicadores socioeconômicos. Brasil, 2015 (n=287).
Indicador socioeconômico
Média do indicador no grupo (DP) Média Total F A B
IDH 0,81
(0,026) 0,70
(0,039) 0,78
(0,049) 421,83
Coeficiente de Gini 0,53
(0,053) 0,60
(0,038) 0,56
(0,045) 47,36
Razão de Renda 13,41
(2,491) 18,99
(2,612) 16,60
(8,937) 235,40
Grau de Urbanização 92,04
(5,271) 77,65
(5,107) 82,30
(8,974) 251,35
Número de cidades 235 52 287**
** Todos os indicadores apresentaram diferenças estatisticamente significativas (p>0.001).
Das 287 cidades, 235 (82,0%) se concentraram no grupo A, sendo este grupo
o que evidenciou uma população com melhor desenvolvimento humano (IDH=0,801)
e menor coeficiente de Gini caracterizando uma menor desigualdade social. Quanto
à razão de renda, observou-se um menor desnível de renda entre grupos
populacionais e maior grau de urbanização quando comparados com as cidades do
grupo B. A região sudeste brasileira foi a que concentrou a maioria das cidades
(59,5%) no grupo A. Em contrapartida, o grupo B apresentou menor desenvolvimento
humano (IDH= 0,70), maior desigualdade social, maiores desníveis de renda entre os
grupos da população e menor grau de urbanização. Em contrapartida ao grupo
anterior, a maior parte das cidades está situada na região nordeste (78,8%).
De acordo com a Tabela 3, o padrão de mortalidade por câncer de cólon e reto
nos dois grupos foi diferente, apresentando maior média de taxa de mortalidade para
as populações de residentes nas cidades que compõem o grupo A.
61
Tabela 3: Perfil dos grupos de cidades segundo médias dos indicadores de mortalidade. Brasil, 2015.
Indicador de mortalidade*
Média do indicador no grupo (DPa)
Média Total (DPa)
U p valorc
A B
TMb por Câncer de Cólon e reto
13,90 (4,034)
9,13 (4,657)
12,76 (4,586)
49,42 <0,001
Legenda: a. DP – desvio padrão; b. TM – Taxa de Mortalidade; c. p-valor - Obtido através do teste de Mann Whitney; * Taxas de Mortalidade ajustada por faixa etária de 5 em 5 anos e mais de 80 anos de idade.
Finalmente, na Tabela 4, ao analisar a correlação entre os indicadores
socioeconômicos e a taxa de mortalidade por câncer de cólon e reto nos municípios
de grande porte brasileiros, verificou-se que o indicador de mortalidade se
correlacionou aos indicadores sociais eleitos para agrupar as cidades em clusters. A
taxa de mortalidade por esta neoplasia mostrou-se diretamente proporcional ao valor
do IDH municipal e ao grau de urbanização, e inversamente proporcional ao indicador
de desigualdade e a razão de renda (p<0,001).
Tabela 4: Correlações entre os indicadores sociais e a taxa de mortalidade por câncer de cólon e reto nos municípios de grande porte brasileiros. Brasil, 2015.
Indicadores TM cólon e
retoa IDHb Ginic Grau Urbd R. Rendae
TM cólon e reto 1 0,398* -0,159* 0,384* -0,408*
IDH 0,398* 1 -0,203* -0,576* -0,478*
Gini -0,159* -0,203* 1 -0,398* 0,361*
Grau Urb 0,384* 0,576* 0,398* 1 -0,534*
R. Renda -0,408* -0,478* 0,361* -0,534* 1
Legenda: a. TM colon e reto – Taxa de mortalidade por câncer de cólon e reto; b. IDH – Índice de Desenvolvimento Humano; c. Gini – Coeficiente de Gini; d. Grau Urb – Grau de Urbanização; e. R. Renda – Razão de Renda; * Correlações estatisticamente significativas (p<0,001)
62
DISCUSSÃO
Neste estudo observou-se haver uma relação entre as condições
socioeconômicas e a mortalidade por câncer de cólon e reto, demonstrando que as
populações mais desenvolvidas social e economicamente tendem a adotar maior
contato com os fatores de risco, como estilos de vida não saudáveis, alimentação
inadequada, tabagismo, sedentarismo; e ainda a exposição a fatores ambientais e
individuais de risco, e envelhecimento populacional(16)
Diversos autores já demonstraram a correlação dos determinantes sociais,
como educação, ocupação e renda, aos fatores de risco e à prevalência de doenças
crônicas não transmissíveis(17,18). No Brasil, os processos de transição demográfica,
epidemiológica e nutricional, a urbanização e o crescimento econômico e social
contribuem para um maior risco de desenvolvimento de câncer de cólon e reto(19).
Diversos estudos explorando o contexto do desenvolvimento para explicar a
dinâmica de incidência e mortalidade por tipos de cânceres específicos deixam claro
que o padrão de morbimortalidade por este grupo de causas tem relação direta com
o contexto socioeconômico. Mais pontualmente, alguns autores previram cenários
futuros em relação aos diferentes níveis de desenvolvimento socioeconômicos,
medidos pelo Índice de Desenvolvimento Humano (IDH), no qual demonstraram que
a maior carga de câncer estava em áreas de muito elevado IDH, que representavam
quase 40% da carga de incidência global, apesar de responsável por apenas 15% da
população mundial(20,21).
Verificou-se que a taxa de mortalidade por câncer de cólon e reto foi mais
elevada nas cidades do grupo A, sendo a maioria destes municípios localizados nas
regiões Sul, Sudeste e Centro-Oeste. Vale ressaltar que estas são as regiões que
possuem uma maior concentração dos serviços de saúde, inclusive aqueles que
compõem a rede de alta complexidade; além de apresentarem maior expectativa de
vida ao nascer, fortalecendo a relação do câncer com a envelhecimento da
população(22,23).
No Brasil, Guimarães e colaboradores, em um estudo para estimar a correlação
entre a renda média per capita e a taxa de mortalidade por câncer colorretal no período
de 2001 a 2009, observaram que existe uma correlação positiva e estatisticamente
significativa entre as regiões mais desenvolvidas e as taxas de mortalidade por câncer
de cólon, em ambos os sexos(24).
63
Dados da Pesquisa Orçamentos Familiares 2002-2003 apontaram diferenças
regionais relevantes em relação ao padrão da dieta dos brasileiros. A região Sul
apresentou o menor percentual do País de consumo de cereais, leguminosas e
oleaginosas (4,6%), enquanto os maiores percentuais ocorreram nas Regiões
Nordeste (9,4%) e Centro-Oeste (5,9%). Já a região Sul teve o maior percentual de
consumo de alimentos industrializados (2,3%), equivalente ao dobro do encontrado
na Região Nordeste (1,1%)22. Entre 2002-2003 e 2008-2009, o percentual de gastos
das famílias com carnes e vísceras cresceu de 18,3% para 21,9%, no total de gastos
com alimentação no domicílio, enquanto caíram, também, os gastos com cereais,
leguminosas e oleaginosas (10,4% para 8,0%). Os dados comparativos destas duas
Pesquisas de Orçamentos Familiares (2002/03 e 2008/09) sobre disponibilidade
domiciliar de alimentos mostrou que estas diferenças de padrões alimentares
permanecem entre as regiões, confirmando as desigualdades no perfil de consumo
das famílias brasileiras(25,26).
Em outubro de 2015, cientistas de dez países se reuniram na Agência
Internacional para Pesquisa sobre Câncer (IARC), e concluíram, após a análise de
mais de 800 estudos publicados em todo o mundo, sobre a carcinogenicidade do
consumo de carne vermelha e carne processada(27). A proporção da população que
consome carne vermelha varia em todo o mundo, de menos de 5% até 100%. Esta
magnitude varia de acordo principalmente com dois fatores: a cultura local e o poder
aquisitivo da população, que a permite ter acesso a este tipo de produto, que em geral
é mais caro que outros itens da dieta, como farináceos e leguminosas(28). Estas
características dos padrões de consumo devem ser consideradas na avaliação das
diferenças encontradas nas taxas de mortalidade por câncer de cólon/reto entre as
regiões e brasileiras, já que as regiões Sul e Sudeste, quando comparadas às demais,
apresentam, provavelmente, estilos de vida que poderiam levar o maior risco de
desenvolvimento desta neoplasia, como o baixo consumo de fibras e o alto teor de
lipídios na dieta, ingestão elevada de álcool e prevalências mais altas de tabagismo.
Os resultados da Pesquisa Orçamentos Familiares 2008-2009 identificaram que a
escolaridade também altera o padrão de consumo das famílias brasileiras: quanto
mais anos de estudo tinha a pessoa de referência da família, maiores eram as
despesas médias mensais com a alimentação. Para famílias em que a pessoa de
referência possuía menos de um ano de estudo, a despesa média mensal foi de R$
64
1.403,42. Nas famílias com pessoa de referência com 11 anos ou mais de estudo,
esse total foi quase 207% maior (R$ 4.314,92)(26).
Diversos estudos epidemiológicos vêm demostrando que os programas de
prevenção têm-se mostrado efetivos na diminuição de mortalidade e incidência por
câncer colorretal, porém o Ministério da Saúde ainda não considera viável e custo-
efetiva, atualmente, a implantação de programas populacionais de rastreamento para
esta neoplasia(29). O diagnóstico tardio ainda é comum e pode estar relacionado ao
acesso da população aos serviços e programas de saúde e a dificuldades dos
gestores municipais e estaduais em definir e estabelecer um fluxo assistencial com
hierarquização dos diversos níveis de atenção.
As limitações com relação à integridade e validade das informações nas
declarações de óbito na base de dados de âmbito nacional têm que ser levado em
consideração, especialmente para os óbitos em residentes nas regiões Norte e
Nordeste do país(30). Existem também disparidades na qualidade dos dados entre as
áreas urbanas e rurais dos estados brasileiros, bem como em municípios de menor e
maior população(31). Embora a qualidade dos atestados de óbito e o percentual de
sub-registro no Brasil pareça melhorar na maioria dos estados, os resultados
reportados para algumas regiões ainda devem ser considerados com cautela, uma
vez que a proporção de causas mal definidas de morte pode chegar até 10% nos
estados do Norte e Nordeste do Brasil, levando a subestimação das taxas de
mortalidade(32,33). Finalmente, os achados devem ser tratados com cautela, evitando
a falácia ecológica ao utilizar os resultados agregados para atribuir inferências no nível
individual.
CONCLUSÕES
Este estudo encontrou diferença no padrão de mortalidade por câncer de cólon
e reto nos municípios de grande porte brasileiros, onde observou-se que a taxa de
mortalidade foi diretamente proporcional ao valor do IDH municipal e grau de
urbanização, e inversamente proporcional aos indicadores de desigualdade, portanto,
maior média entre os municípios com as melhores condições socioeconômicas. A
política de controle de câncer no Brasil é definida de acordo com a análise do perfil de
morbimortalidade das regiões. Embora reconheça-se que internamente às regiões há
65
ainda fortes diferenças entre mesorregiões e estados, é necessário, num primeiro
momento, olhar estes grandes grupos de territórios para medidas iniciais de
descentralização de ações e recursos, para, a médio prazo, considerar a utilização da
regionalização como um critério de alocação de capacidade instalada. É importante,
portanto, considerar as disparidades sociais para garantir a equidade na gestão de
políticas de saúde, com vistas à redução das iniquidades, através da redistribuição da
oferta de serviços preventivos, diagnósticos e terapêuticos para reduzir a carga de
doença atribuível ao câncer colorretal.
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70
CAPÍTULO 4
CONSIDERAÇÕES FINAIS
Os resultados desta tese evidenciam que houve um aumento na taxa de
mortalidade por câncer de cólon e reto nos últimos dezoito anos no Brasil e em suas
cinco regiões geográficas, com uma tendência de crescimento significativo para
homens e mulheres, reafirmando que se trata de um importante problema de Saúde
Pública.
Os resultados do primeiro artigo apontam que, apesar de todas as regiões
geográficas brasileiras apresentarem incremento nas taxas de mortalidade, algumas
diferenças devem ser ressaltadas. As regiões Norte e Nordeste registraram a maior
velocidade de incremento das taxas, apesar de registrar as menores taxas de
mortalidade. Este resultado sustenta a desigualdade entre as regiões e pode estar
relacionado a menor oferta dos serviços de saúde, o que pode levar ao diagnóstico
tardio, demora no início do tratamento e pior prognóstico. Entretanto, faz supor que o
país passa por um processo de transição do câncer, fazendo com que as taxas de
mortalidade por câncer colorretal nos locais menos desenvolvidos cresçam e tendam
a alcançar as taxas dos locais mais desenvolvidos.
O fato da história natural e a sobrevida destes pacientes estar intimamente
associada a fase de diagnóstico, faz com que a detecção precoce das lesões
precursoras e seu tratamento adequado constituam as ferramentas principais para o
controle da incidência e mortalidade por esta neoplasia. Porém no Brasil, apesar de
avanços nas políticas voltadas para a atenção oncológica, ainda não está
estabelecido um programa de rastreamento populacional em nível nacional, sendo
adotada como estratégia o diagnóstico precoce dos casos. Alguns países
desenvolvidos vem experimentando uma redução na taxas de incidência e
mortalidade por câncer de cólon e reto, e este comportamento tem sido relacionado a
programas organizados de rastreamento populacional e também a melhorias no
tratamento dos casos diagnosticados.
Esforços para a implantação de um programa de rastreamento populacional
para o câncer de cólon e reto devem ser prioritários para modificar o perfil
epidemiológico atual e futuro desta neoplasia no país. O diagnóstico tardio ainda é
comum, se dá de forma diferente de acordo com a região e o contexto
socioeconômico, e pode estar relacionado ao acesso da população aos serviços e
71
programas de saúde e a dificuldades dos gestores municipais e estaduais em definir
e estabelecer um fluxo assistencial com hierarquização dos diversos níveis de
atenção.
Apesar do Instituto Nacional de Câncer recomendar a pesquisa de sangue
oculto nas fezes em indivíduos com baixo e moderado risco de desenvolvimento desta
neoplasia, o Ministério da Saúde não considera viáveis e custo-efetivas as estratégias
de detecção universal em todo país.
Os achados do segundo artigo reforçam a hipótese de que há correlação entre
as condições socioeconômicas e a mortalidade por câncer de cólon e reto no Brasil,
demonstrando que as populações mais desenvolvidas social e economicamente
tendem a adotar maior contato com os fatores de risco, como estilos de vida não
saudáveis, alimentação inadequada, tabagismo, sedentarismo e envelhecimento
populacional.
A política de controle de câncer no Brasil é definida de acordo com a análise
do perfil de morbimortalidade das regiões. Embora se reconheça que, internamente,
as regiões apresentam fortes diferenças entre mesorregiões e estados, é necessário,
num primeiro momento, olhar estes grandes grupos de territórios para medidas iniciais
de descentralização e ações e recursos, para, a médio prazo, considerar a utilização
da regionalização como um critério de alocação de capacidade instalada. É
importante, portanto, considerar as disparidades sociais para garantir a equidade na
gestão de políticas de saúde, com vistas à redução das iniquidades, através da
redistribuição da oferta de serviços preventivos e diagnósticos, para reduzir a carga
de doença atribuível ao câncer colorretal.
72
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